El dolor de hombro es una condición musculoesquelética frecuente, con una prevalencia que puede alcanzar hasta el 67% en la población general. Este síntoma no solo impacta la calidad de vida de las personas, sino que también genera limitaciones funcionales y pérdidas significativas en capacidad laboral. Entre las causas del dolor de hombro se encuentra la ruptura proximal del tendón largo del bíceps, una lesión difícil de confirmar mediante el examen clínico tradicional, y cuya confirmación diagnóstica requiere habitualmente de herramientas de imagen costosas y de difícil acceso, como la resonancia magnética (RMN).
En este contexto, es necesario disponer de maniobras semiológicas simples, reproducibles y con una precisión diagnóstica aceptable, que puedan ser empleadas fácilmente por el personal de salud en entornos con recursos limitados. El “Signo de Abril” se presenta como una nueva prueba física orientada a la detección de la ruptura proximal del tendón largo del bíceps. Su principal ventaja reside en su simplicidad, su bajo costo, su no-invasividad y su potencial utilidad para reducir la dependencia de exámenes avanzados de imagen, facilitando así la toma de decisiones clínicas y optimizando el manejo temprano de la lesión.
Este reporte presenta el proceso de validación diagnóstica del “Signo de Abril”. Mediante el análisis de datos clínicos e imagenológicos anonimizados, se evaluará el desempeño del signo en términos de sensibilidad, especificidad, valor predictivo positivo (VPP), valor predictivo negativo (VPN) y exactitud, contribuyendo con evidencia empírica sobre su eficacia como herramienta clínica complementaria.
Se diseñó un estudio tipo casos y controles basado en el análisis de una base de datos secundaria anonimizada. La población a estudio incluyó pacientes con sintomatología de hombro (dolor, inestabilidad, limitación funcional) que acudieron a consulta externa en la Fundación Oftalmológica de Santander (Foscal) y la Fundación Fosunab, durante el periodo comprendido entre junio de 2021 y noviembre de 2024.
La información clínica (edad, sexo, índice de masa corporal, presencia de dolor e inestabilidad) y diagnóstica (hallazgos de RMN, realización del Signo de Abril, diagnósticos concomitantes como síndrome del manguito rotador, capsulitis adhesiva o lesión SLAP) se obtuvo de la base de datos. El Signo de Abril se había aplicado de forma estandarizada por el evaluador principal, registrando su positividad o negatividad. La confirmación de la ruptura por RMN se utilizó como estándar de referencia.
Se hizo un analisis descriptivo y comparativo de la poblacion de estudio. Las variables cualitativas se reportaron como frecuencias y porcentajes, las variables cuantitativas se reportaron como Medias con sus rangos intercuartilicos. Para las comparaciones se utilizo chi2, test de fisher, y test de Wilcoxon Mann Whitney de acuerdo al cumplimiento de supuestos estadisticos. Se realizó un análisis descriptivo para caracterizar la población. Para evaluar la validez diagnóstica del Signo de Abril, se estimaron sensibilidad, especificidad, VPP, VPN y exactitud, comparando los resultados de la maniobra con el estándar de referencia (RMN). Se evaluo el desempeño del signo usando dos gold standard diferentes: 1) Para el analisis principal se tomo como gold standard la ruptura completa confirmada por RMN y como negativos los pacientes con ruptura parcial o hallazgos negativos en la RMN. 2) Para un analisis secundario (de sensibilidad), se tomo como gold standard la ruptura completa o parcial confirmada por RMN y como negativos los pacientes con hallazgos negativos en la RMN. Asimismo, se estratificaron los resultados por sexo con el fin de evaluar diferencias en el desempeño del signo en subgrupos específicos. Toda la gestión y el análisis de datos se llevó a cabo con R, utilizando paquetes dedicados a la estadística diagnóstica y la presentación de resultados.
Estos procedimientos metodológicos garantizan un abordaje sistemático y reproducible en la evaluación de la utilidad clínica del Signo de Abril, contribuyendo con evidencia a la literatura sobre pruebas de examen físico para el diagnóstico de la ruptura proximal del tendón largo del bíceps.
Se incluyó una muestra de 184 pacientes con características demográficas y clínicas variadas (Tabla 1). La edad promedio de los participantes fue de 59.45 años (DE 11.85), con una ligera predominancia de mujeres (54.89%) sobre hombres (45.11%). Los valores medios para talla, peso e índice de masa corporal (IMC) fueron 164.14 cm (DE 7.74), 68.53 kg (DE 8.86) y 25.41 (DE 2.58), respectivamente. El dolor en el hombro, evaluado mediante la escala visual análoga (EVA), presentó una media de 7.10 (DE 1.43).
En cuanto a diagnósticos clínicos, el síndrome de manguito rotador fue el más frecuente (76.63%), seguido de otras afecciones como capsulitis adhesiva (5.43%) y rupturas de la cabeza larga del bíceps (3.26%). Los antecedentes de síndrome del manguito rotador y capsulitis adhesiva se observaron en el 24.46% y 12.50% de los casos, respectivamente, mientras que los antecedentes de rupturas parciales o completas del tendón del bíceps fueron menos comunes (5.98% y 0.54%). El antecedente de lesión SLAP fue reportado en el 3.83% de los participantes.
La mayoría de los pacientes no presentaron inestabilidad (87.98%) y el grado de limitación funcional promedio fue de 6.58 (DE 1.98). En términos de etiología, predominó la causa degenerativa (73.37%) sobre la traumática (26.63%). Respecto a los hallazgos por resonancia magnética nuclear (RMN), el 73.37% no evidenció rupturas, mientras que un 15.76% presentó rupturas completas y un 10.87% rupturas parciales. El signo de Abril fue positivo en el 19.02% de los participantes del estudio.
tab1| Characteristic | N = 1841 |
|---|---|
| Edad | 59.45 (11.85) |
| Sexo | |
| femenino | 101 (54.89%) |
| masculino | 83 (45.11%) |
| Talla (mts) | 164.14 (7.74) |
| Peso | 68.53 (8.86) |
| IMC | 25.41 (2.58) |
| Dolor Hombro (EVA) | 7.10 (1.43) |
| Inestabilidad | |
| NO | 161 (87.98%) |
| SI | 22 (12.02%) |
| Limitación funcional | 6.58 (1.98) |
| Etiología | |
| degenerativa | 135 (73.37%) |
| Traumatica | 49 (26.63%) |
| Diagnóstico clínico | |
| capsulits adhesiva | 10 (5.43%) |
| dolor | 6 (3.26%) |
| dolor de hombro | 13 (7.07%) |
| Inestabilidad de hombro | 6 (3.26%) |
| ruptura de la cabeza larga del bíceps | 6 (3.26%) |
| sindrome de manguito rotador | 141 (76.63%) |
| Síndrome de manguito rotador | 2 (1.09%) |
| Antecedente de síndrome del manguito rotador | |
| NO | 139 (75.54%) |
| SI | 45 (24.46%) |
| Antecedente de capsulitis adhesiva | |
| NO | 161 (87.50%) |
| SI | 23 (12.50%) |
| Antecedente de ruptura parcial del tendón del bíceps | |
| NO | 173 (94.02%) |
| SI | 11 (5.98%) |
| Antecedente de ruptura completa del tendón del bíceps | |
| NO | 183 (99.46%) |
| SI | 1 (0.54%) |
| Antecedente de ruptura parcial o completa del tendón del bíceps contralateral | |
| NO | 183 (99.46%) |
| SI | 1 (0.54%) |
| Antecedente de lesión SLAP del bíceps ipsilateral | |
| NO | 176 (96.17%) |
| SI | 7 (3.83%) |
| Signo de Abril | |
| NO | 149 (80.98%) |
| SI | 35 (19.02%) |
| Hallazgos RMN | |
| No Ruptura | 135 (73.37%) |
| Ruptura parcial | 20 (10.87%) |
| Ruptura completa | 29 (15.76%) |
| Confirmacion por resonancia magnética | |
| Negativos | 155 (84.24%) |
| Positivos (Ruptura completa) | 29 (15.76%) |
| 1 Mean (SD); n (%) | |
Se compararon las características de los pacientes con hallazgos positivos (ruptura completa) y negativos (ruptura parcial o hallazgos negativos) en la resonancia magnética. Se observaron diferencias significativas en la edad promedio (64.76 ± 11.93 años en positivos vs. 58.45 ± 11.60 años en negativos, p = 0.011) y en la distribución por sexo (62.07% hombres en positivos vs. 41.94% en negativos, p = 0.046). No se observaron diferencias significativas en el índice de masa corporal (IMC) (25.86 ± 2.30 vs. 25.32 ± 2.62, p = 0.3), el peso (71.00 ± 8.60 vs. 68.06 ± 8.85, p = 0.2) o la talla (165.59 ± 6.65 cm vs. 163.86 ± 7.91 cm, p = 0.3). El dolor evaluado con la escala visual análoga (EVA) fue mayor en el grupo positivo (7.59 ± 1.48 vs. 7.01 ± 1.40, p = 0.036).
En cuanto a antecedentes, se observó una mayor prevalencia de capsulitis adhesiva en el grupo positivo (31.03% vs. 9.03%, p = 0.003) y de síndrome del manguito rotador (44.83% vs. 20.65%, p = 0.005). No se encontraron diferencias significativas en los antecedentes de rupturas parciales del tendón del bíceps (13.79% vs. 4.52%, p = 0.075) ni de lesión SLAP del bíceps ipsilateral (3.45% vs. 3.90%, p > 0.9). El signo de Abril mostró una asociación significativa con los hallazgos positivos (89.66% en positivos vs. 5.81% en negativos, p < 0.001).
tab2| Characteristic | Negativos, N = 1551 | Positivos (Ruptura completa), N = 291 | p-value2 |
|---|---|---|---|
| Edad | 58.45 (11.60) | 64.76 (11.93) | 0.011 |
| Sexo | 0.046 | ||
| femenino | 90 (58.06%) | 11 (37.93%) | |
| masculino | 65 (41.94%) | 18 (62.07%) | |
| Talla (mts) | 163.86 (7.91) | 165.59 (6.65) | 0.3 |
| Peso | 68.06 (8.85) | 71.00 (8.60) | 0.2 |
| IMC | 25.32 (2.62) | 25.86 (2.30) | 0.3 |
| Dolor Hombro (EVA) | 7.01 (1.40) | 7.59 (1.48) | 0.036 |
| Inestabilidad | 0.13 | ||
| NO | 138 (89.61%) | 23 (79.31%) | |
| SI | 16 (10.39%) | 6 (20.69%) | |
| Limitación funcional | 6.53 (1.97) | 6.86 (2.05) | 0.3 |
| Etiología | 0.050 | ||
| degenerativa | 118 (76.13%) | 17 (58.62%) | |
| Traumatica | 37 (23.87%) | 12 (41.38%) | |
| Diagnóstico clínico | <0.001 | ||
| capsulits adhesiva | 10 (6.45%) | 0 (0.00%) | |
| dolor | 5 (3.23%) | 1 (3.45%) | |
| dolor de hombro | 13 (8.39%) | 0 (0.00%) | |
| Inestabilidad de hombro | 5 (3.23%) | 1 (3.45%) | |
| ruptura de la cabeza larga del bíceps | 0 (0.00%) | 6 (20.69%) | |
| sindrome de manguito rotador | 122 (78.71%) | 19 (65.52%) | |
| Síndrome de manguito rotador | 0 (0.00%) | 2 (6.90%) | |
| Antecedente de síndrome del manguito rotador | 0.005 | ||
| NO | 123 (79.35%) | 16 (55.17%) | |
| SI | 32 (20.65%) | 13 (44.83%) | |
| Antecedente de capsulitis adhesiva | 0.003 | ||
| NO | 141 (90.97%) | 20 (68.97%) | |
| SI | 14 (9.03%) | 9 (31.03%) | |
| Antecedente de ruptura parcial del tendón del bíceps | 0.075 | ||
| NO | 148 (95.48%) | 25 (86.21%) | |
| SI | 7 (4.52%) | 4 (13.79%) | |
| Antecedente de ruptura completa del tendón del bíceps | >0.9 | ||
| NO | 154 (99.35%) | 29 (100.00%) | |
| SI | 1 (0.65%) | 0 (0.00%) | |
| Antecedente de ruptura parcial o completa del tendón del bíceps contralateral | 0.2 | ||
| NO | 155 (100.00%) | 28 (96.55%) | |
| SI | 0 (0.00%) | 1 (3.45%) | |
| Antecedente de lesión SLAP del bíceps ipsilateral | >0.9 | ||
| NO | 148 (96.10%) | 28 (96.55%) | |
| SI | 6 (3.90%) | 1 (3.45%) | |
| Signo de Abril | <0.001 | ||
| NO | 146 (94.19%) | 3 (10.34%) | |
| SI | 9 (5.81%) | 26 (89.66%) | |
| Hallazgos RMN | <0.001 | ||
| No Ruptura | 135 (87.10%) | 0 (0.00%) | |
| Ruptura parcial | 20 (12.90%) | 0 (0.00%) | |
| Ruptura completa | 0 (0.00%) | 29 (100.00%) | |
| 1 Mean (SD); n (%) | |||
| 2 Wilcoxon rank sum test; Pearson’s Chi-squared test; Fisher’s exact test | |||
En el análisis secundario, los resultados previos del texto compartido sobre el grupo positivo (ruptura completa o parcial) se mantienen, destacándose la mayor proporción de etiología traumática (32.65% vs. 24.44%, p = 0.3) y una asociación significativa del signo de Abril con los hallazgos positivos (57.14% vs. 5.19%, p < 0.001). Asimismo, se observó una mayor prevalencia de antecedentes de capsulitis adhesiva (34.69% vs. 4.44%, p < 0.001) y rupturas parciales del tendón del bíceps (20.41% vs. 0.74%, p < 0.001) en el grupo positivo.
tab3| Characteristic | Negativos, N = 1351 | Positivos (Ruptura completa/parcial), N = 491 | p-value2 |
|---|---|---|---|
| Edad | 58.80 (11.24) | 61.22 (13.35) | 0.2 |
| Sexo | 0.5 | ||
| femenino | 72 (53.33%) | 29 (59.18%) | |
| masculino | 63 (46.67%) | 20 (40.82%) | |
| Talla (mts) | 164.44 (7.97) | 163.31 (7.06) | 0.5 |
| Peso | 68.32 (8.71) | 69.10 (9.31) | 0.5 |
| IMC | 25.24 (2.45) | 25.87 (2.88) | 0.3 |
| Dolor Hombro (EVA) | 6.96 (1.41) | 7.47 (1.42) | 0.037 |
| Inestabilidad | >0.9 | ||
| NO | 118 (88.06%) | 43 (87.76%) | |
| SI | 16 (11.94%) | 6 (12.24%) | |
| Limitación funcional | 6.50 (1.98) | 6.80 (1.97) | 0.4 |
| Etiología | 0.3 | ||
| degenerativa | 102 (75.56%) | 33 (67.35%) | |
| Traumatica | 33 (24.44%) | 16 (32.65%) | |
| Diagnóstico clínico | <0.001 | ||
| capsulits adhesiva | 9 (6.67%) | 1 (2.04%) | |
| dolor | 4 (2.96%) | 2 (4.08%) | |
| dolor de hombro | 12 (8.89%) | 1 (2.04%) | |
| Inestabilidad de hombro | 4 (2.96%) | 2 (4.08%) | |
| ruptura de la cabeza larga del bíceps | 0 (0.00%) | 6 (12.24%) | |
| sindrome de manguito rotador | 106 (78.52%) | 35 (71.43%) | |
| Síndrome de manguito rotador | 0 (0.00%) | 2 (4.08%) | |
| Antecedente de síndrome del manguito rotador | <0.001 | ||
| NO | 112 (82.96%) | 27 (55.10%) | |
| SI | 23 (17.04%) | 22 (44.90%) | |
| Antecedente de capsulitis adhesiva | <0.001 | ||
| NO | 129 (95.56%) | 32 (65.31%) | |
| SI | 6 (4.44%) | 17 (34.69%) | |
| Antecedente de ruptura parcial del tendón del bíceps | <0.001 | ||
| NO | 134 (99.26%) | 39 (79.59%) | |
| SI | 1 (0.74%) | 10 (20.41%) | |
| Antecedente de ruptura completa del tendón del bíceps | >0.9 | ||
| NO | 134 (99.26%) | 49 (100.00%) | |
| SI | 1 (0.74%) | 0 (0.00%) | |
| Antecedente de ruptura parcial o completa del tendón del bíceps contralateral | 0.3 | ||
| NO | 135 (100.00%) | 48 (97.96%) | |
| SI | 0 (0.00%) | 1 (2.04%) | |
| Antecedente de lesión SLAP del bíceps ipsilateral | 0.4 | ||
| NO | 130 (97.01%) | 46 (93.88%) | |
| SI | 4 (2.99%) | 3 (6.12%) | |
| Signo de Abril | <0.001 | ||
| NO | 128 (94.81%) | 21 (42.86%) | |
| SI | 7 (5.19%) | 28 (57.14%) | |
| Hallazgos RMN | <0.001 | ||
| No Ruptura | 135 (100.00%) | 0 (0.00%) | |
| Ruptura parcial | 0 (0.00%) | 20 (40.82%) | |
| Ruptura completa | 0 (0.00%) | 29 (59.18%) | |
| 1 Mean (SD); n (%) | |||
| 2 Wilcoxon rank sum test; Pearson’s Chi-squared test; Fisher’s exact test | |||
El análisis del Signo de Abril para predecir la ruptura completa del tendón del bíceps mostró los siguientes resultados globales: una sensibilidad de 0.8966, especificidad de 0.9414, un valor predictivo positivo (VPP) de 0.7429, y un valor predictivo negativo (VPN) de 0.9799. La exactitud general fue de 0.9348, y el coeficiente kappa indicó una buena concordancia, con un valor de 0.7734.
El análisis del Signo de Abril para predecir la ruptura completa o parcial del tendón del bíceps mostró los siguientes resultados globales: una sensibilidad de 0.5714, especificidad de 0.9481, un valor predictivo positivo (VPP) de 0.8000, y un valor predictivo negativo (VPN) de 0.8591. La exactitud general fue de 0.8478, y el coeficiente kappa indicó una moderada concordancia, con un valor de 0.5716.
Ambos análisis resaltan la utilidad del Signo de Abril como herramienta diagnóstica para identificar la ruptura proximal del tendón del bíceps. El análisis primario mostró un mejor desempeño global en sensibilidad, exactitud y concordancia, mientras que el análisis secundario destacó por su especificidad elevada y un buen valor predictivo positivo.
## Confusion Matrix and Statistics
##
##
## Negativos Positivos (Ruptura completa)
## Negativos 146 3
## Positivos (Ruptura completa) 9 26
##
## Accuracy : 0.9348
## 95% CI : (0.8889, 0.9659)
## No Information Rate : 0.8424
## P-Value [Acc > NIR] : 0.0001223
##
## Kappa : 0.7734
##
## Mcnemar's Test P-Value : 0.1489147
##
## Sensitivity : 0.8966
## Specificity : 0.9419
## Pos Pred Value : 0.7429
## Neg Pred Value : 0.9799
## Prevalence : 0.1576
## Detection Rate : 0.1413
## Detection Prevalence : 0.1902
## Balanced Accuracy : 0.9192
##
## 'Positive' Class : Positivos (Ruptura completa)
## ## Confusion Matrix and Statistics
##
##
## Negativos
## Negativos 128
## Positivos (Ruptura completa/parcial) 7
##
## Positivos (Ruptura completa/parcial)
## Negativos 21
## Positivos (Ruptura completa/parcial) 28
##
## Accuracy : 0.8478
## 95% CI : (0.7876, 0.8964)
## No Information Rate : 0.7337
## P-Value [Acc > NIR] : 0.0001587
##
## Kappa : 0.5716
##
## Mcnemar's Test P-Value : 0.0140193
##
## Sensitivity : 0.5714
## Specificity : 0.9481
## Pos Pred Value : 0.8000
## Neg Pred Value : 0.8591
## Prevalence : 0.2663
## Detection Rate : 0.1522
## Detection Prevalence : 0.1902
## Balanced Accuracy : 0.7598
##
## 'Positive' Class : Positivos (Ruptura completa/parcial)
## | Métrica | Valor |
|---|---|
| Sensibilidad | 0.8965517 |
| Especificidad | 0.9419355 |
| Valor Predictivo Positivo (VPP) | 0.7428571 |
| Valor Predictivo Negativo (VPN) | 0.9798658 |
| Exactitud | 0.9347826 |
| Kappa | 0.7734455 |
| Métrica | Valor |
|---|---|
| Sensibilidad | 0.5714286 |
| Especificidad | 0.9481481 |
| Valor Predictivo Positivo (VPP) | 0.8000000 |
| Valor Predictivo Negativo (VPN) | 0.8590604 |
| Exactitud | 0.8478261 |
| Kappa | 0.5715949 |
Nuestros resultados subrayaron la importancia de considerar las diferencias de desempeño del Signo de Abril según el sexo en la práctica clínica, especialmente cuando se evalúan diferentes definiciones de casos positivos.
Analisis por sexo utilizando el Gold Standard 1 (Ruptura completa):
El análisis estratificado por sexo reveló diferencias importantes. Para hombres, la sensibilidad fue notablemente alta (0.9444), mientras que la especificidad alcanzó un valor de 0.8923. El VPP y el VPN fueron 0.7083 y 0.9831, respectivamente, con una exactitud de 0.9036 y un coeficiente kappa de 0.7468, indicando una concordancia sustancial. Por otro lado, en mujeres, la sensibilidad fue de 0.8182 y la especificidad de 0.9778, con un VPP y un VPN de 0.8182 y 0.9778, respectivamente. La exactitud en mujeres fue de 0.9604 y el coeficiente kappa de 0.7960, reflejando una excelente concordancia.
Analisis por sexo utilizando el Gold Standard 2 (Ruptura completa/parcial):
Para hombres, la sensibilidad fue de 0.9000, con una especificidad de 0.9048. El VPP y el VPN fueron 0.7500 y 0.9661, respectivamente, con una exactitud de 0.9036 y un coeficiente kappa de 0.7533, indicando una concordancia sustancial. En mujeres, la sensibilidad fue baja (0.3448), aunque la especificidad se mantuvo alta (0.9861). El VPP fue de 0.9091 y el VPN de 0.7889, con una exactitud de 0.8020 y un coeficiente kappa de 0.4062, lo que refleja una concordancia moderada.
| Métrica | Valor |
|---|---|
| Sensibilidad | 0.9444 |
| Especificidad | 0.8923 |
| Valor Predictivo Positivo (VPP) | 0.7083 |
| Valor Predictivo Negativo (VPN) | 0.9831 |
| Exactitud | 0.9036 |
| Kappa | 0.7468 |
| Métrica | Valor |
|---|---|
| Sensibilidad | 0.8182 |
| Especificidad | 0.9778 |
| Valor Predictivo Positivo (VPP) | 0.8182 |
| Valor Predictivo Negativo (VPN) | 0.9778 |
| Exactitud | 0.9604 |
| Kappa | 0.7960 |
| Métrica | Valor |
|---|---|
| Sensibilidad | 0.9000 |
| Especificidad | 0.9048 |
| Valor Predictivo Positivo (VPP) | 0.7500 |
| Valor Predictivo Negativo (VPN) | 0.9661 |
| Exactitud | 0.9036 |
| Kappa | 0.7533 |
| Métrica | Valor |
|---|---|
| Sensibilidad | 0.3448 |
| Especificidad | 0.9861 |
| Valor Predictivo Positivo (VPP) | 0.9091 |
| Valor Predictivo Negativo (VPN) | 0.7889 |
| Exactitud | 0.8020 |
| Kappa | 0.4062 |
Los resultados de este estudio confirman la utilidad del Signo de Abril como herramienta diagnóstica para la detección de la ruptura proximal del tendón largo del bíceps en pacientes con dolor de hombro. En el análisis primario, que utilizó la ruptura completa confirmada por resonancia magnética (RMN) como gold standard, se observó una elevada especificidad (94.14%) y un valor predictivo negativo (VPN) de 97.99%. Esto refuerza el potencial del signo como herramienta de descarte, minimizando la necesidad de realizar estudios de imagen en casos negativos y optimizando el uso de recursos. Además, su sensibilidad (89.66%) y exactitud global (93.48%) sugieren que el signo es confiable en la identificación de casos positivos, aunque no puede sustituir por completo a las pruebas de imagen.
En el análisis secundario, que incluyó tanto rupturas completas como parciales como casos positivos, el Signo de Abril mantuvo una alta especificidad (94.81%), pero la sensibilidad se redujo a 57.14%. Este resultado refleja que, si bien el signo sigue siendo útil como prueba de confirmación, su desempeño disminuye cuando se incluyen rupturas parciales, lo cual podría estar relacionado con las diferencias en la manifestación clínica y biomecánica de estas lesiones. Este hallazgo sugiere que el Signo de Abril tiene mayor utilidad en escenarios donde se prioriza la confirmación de rupturas completas.
El análisis estratificado por sexo destacó diferencias notables en el desempeño del signo. En hombres, el Signo de Abril mostró un desempeño consistente en ambos gold standards, con sensibilidades de 94.44% (GS1) y 90.00% (GS2) y especificidades de 89.23% (GS1) y 90.48% (GS2). Esto se tradujo en altos valores predictivos negativos y una concordancia sustancial, representada por coeficientes kappa de 0.7468 y 0.7533, respectivamente. Estos resultados resaltan la confiabilidad del signo en este subgrupo y su potencial para ser utilizado de manera rutinaria en hombres.
En contraste, en mujeres, el desempeño del signo fue más variable. Aunque mostró una alta especificidad en ambos análisis (97.78% en GS1 y 98.61% en GS2), la sensibilidad fue moderada en el análisis primario (81.82%) y baja en el análisis secundario (34.48%). Esto limita su utilidad como herramienta diagnóstica en este subgrupo, especialmente en el contexto de rupturas parciales. Las diferencias en el desempeño entre hombres y mujeres podrían estar relacionadas con variaciones anatómicas, hormonales o biomecánicas, así como con una menor prevalencia de casos positivos en mujeres en esta muestra. Estas disparidades subrayan la necesidad de investigar más a fondo los factores que influyen en la precisión del Signo de Abril en función del sexo.
A pesar de estas diferencias, el Signo de Abril presenta ventajas considerables en entornos con recursos limitados. Su simplicidad, bajo costo e inmediatez lo convierten en una herramienta accesible para profesionales de la salud, facilitando decisiones clínicas tempranas y reduciendo la dependencia de estudios por imagen avanzados. Sin embargo, deben considerarse sus limitaciones en términos de sensibilidad en mujeres y en escenarios donde se evalúan rupturas parciales.
Las limitaciones de este estudio incluyen su diseño retrospectivo, el uso de una base de datos secundaria y la falta de información sobre ciertos factores confusores potenciales. Además, la validez externa puede estar limitada si las características de la población no son representativas de otros contextos. Estudios prospectivos con mayor diversidad poblacional y comparaciones directas con otras pruebas diagnósticas serían valiosos para fortalecer la evidencia sobre la utilidad del Signo de Abril.
En conclusión, el Signo de Abril demuestra ser una herramienta valiosa, especialmente en hombres, para el diagnóstico de la ruptura proximal del tendón largo del bíceps. Su elevada especificidad y VPN lo posicionan como una prueba útil de descarte en escenarios clínicos. No obstante, las diferencias observadas según el sexo y el tipo de lesión resaltan la necesidad de investigación adicional para optimizar su aplicación en mujeres y en casos de rupturas parciales.
El presente estudio evaluó la utilidad del Signo de Abril como herramienta diagnóstica complementaria para la ruptura proximal del tendón largo del bíceps. En general, los resultados sugieren que el signo tiene una elevada especificidad y un buen valor predictivo negativo, lo que respalda su utilidad para descartar la lesión en escenarios clínicos con recursos limitados. Además, su sensibilidad y exactitud en hombres destacan su potencial como herramienta confiable en este subgrupo.
Sin embargo, las diferencias en el desempeño observadas entre hombres y mujeres, así como entre rupturas completas y parciales, subrayan la importancia de una interpretación cuidadosa del signo en función del contexto clínico y las características del paciente. En mujeres, su baja sensibilidad en el análisis secundario limita su utilidad diagnóstica, destacando la necesidad de estudios adicionales para adaptar y optimizar su aplicación en este subgrupo.
En conclusión, el Signo de Abril emerge como una herramienta accesible, simple y complementaria para el diagnóstico de la ruptura proximal del tendón largo del bíceps, con particular utilidad en hombres y en entornos con recursos limitados. Este estudio sienta las bases para futuras investigaciones dirigidas a perfeccionar su aplicación y explorar las diferencias en su desempeño según el sexo y el tipo de lesión, garantizando su efectividad en la práctica clínica habitual.