Prevalence of Early Dementia After First-Ever...

Prevalence of Early Dementia After First-Ever StrokeA 24-Year Population-Based Study

Yannick Bejot, MD; Corine Aboa-Eboule, MD; Jerome Durier, MD; Olivier Rouaud, MD;Agnes Jacquin, MD; Eddy Ponavoy, MD; Dominique Richard, MD;

Thibault Moreau, MD; Maurice Giroud, MD

Backgound and Purpose—No data about temporal change in the prevalence of poststroke dementia are available. Weaimed to evaluate trends in the prevalence of early poststroke dementia.

Methods—From 1985 to 2008, overall first-ever strokes occurring within the population of the city of Dijon, France(150 000 inhabitants) were recorded. The presence of dementia was diagnosed during the first month after stroke,according to Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, Third and Fourth Editions criteria. Time trendswere analyzed according to 4 periods: 1985 to 1990, 1991 to 1996, 1997 to 2002, and 2003 to 2008. Logistic regressionwas used for nonmultivariate analyses.

Results—Over the 24 years, 3948 first-ever strokes were recorded. Among patients with stroke, 3201 (81%) were testableof whom 653 (20.4%) had poststroke dementia (337 women and 316 men). The prevalence of nontestable (mostly dueto death) patients declined from 28.0% to 10.2% (P�0.0001). Multivariate analysis revealed significant temporalchanges in the prevalence of poststroke dementia; prevalence in the second and fourth periods was, respectively, almosthalf and twice that in the first period. The prevalence of poststroke dementia associated with lacunar stroke was 7 timeshigher than that in intracerebral hemorrhage but declined over time as did prestroke antihypertensive medication. Age,several vascular risk factors, hemiplegia, and prestroke antiplatelet agents were associated with an increased prevalenceof poststroke dementia.

Conclusions—This study covering a period of 24 years highlights temporal changes in the prevalence of early dementiaafter first-ever stroke. These changes may be explained by concomitant determinants of survival and incidence such asstroke care management or prestroke medication. (Stroke. 2011;42:607-612.)

Key Words: dementia � epidemiology � risk factors � stroke

Beyond its harmful effect on patients’ functional capabil-ities, stroke is also associated with a higher risk of

cognitive impairment and dementia; a history of strokealmost doubles the risk of dementia in the population aged�65 years.1 The prevalence of poststroke dementia wasrecently reviewed by Pendlebury and Rothwell.2 Despite aheterogeneous study design and case mix, the authors con-cluded that 7% to 23% of patients developed new dementia inthe first year after their first-ever stroke. Data were obtainedfrom both hospital- and population-based studies, but all ofthese studies were of short duration and included smallnumbers of patients. Hence, none provided reliable data ontemporal changes in the prevalence of poststroke dementia.However, such information is essential to determine theimpact of acute stroke care management on cognitive func-tion and to provide projections for the burden of poststrokecognitive impairment to design appropriate health policy.

Hence, the aim of this study was to evaluate trends in theprevalence of early poststroke dementia, from 1985 to 2008,from the Dijon Stroke Registry.

MethodsThe prevalence of early dementia after stroke was studied in patientsincluded from January 1, 1985, to December 31, 2008, in the DijonStroke Registry, Dijon, France. This registry complies with the corecriteria defined by Sudlow and Warlow to approach the “ideal”stroke incidence study and provide reliable and comparable re-sults.3,4 The study population comprised all residents of the city ofDijon (150 000 inhabitants).

Data Collection

Definition of StrokeStroke was defined according to World Health Organization recom-mendations.5 The clinical diagnoses were validated on the basis ofeither CT or MRI.3 Only first-ever symptomatic stroke was consid-ered for this study. The classification of the stroke subtype used since

Received July 2, 2010; final revision received October 5, 2010; accepted October 26, 2010.From the Dijon Stroke Registry, EA4184 (Inserm and InVS; Y.B., C.A.-E., J.D., A.J., M.G.), IFR 100 (STIC-Sante), Faculty of Medicine, University

of Burgundy and University Hospital of Dijon, France; and Centre Memoire (Y.B., O.R., E.P., D.R., T.M., M.G.), Ressources et Recherche, MemoryClinic, University Hospital of Dijon, Dijon, France.

Correspondence to Yannick Bejot, MD, Dijon Stroke Registry, Service de Neurologie, Hopital General, 3 Rue du Faubourg Raines, 21033 Dijon,France. E-mail [email protected]

© 2011 American Heart Association, Inc.

Stroke is available at http://stroke.ahajournals.org DOI: 10.1161/STROKEAHA.110.595553

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http://stroke.ahajournals.org/D

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pril 21, 2018http://stroke.ahajournals.org/

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1985 was as follows: (1) lacunar infarct; (2) ischemic stroke fromcardiac embolism; (3) nonlacunar noncardioembolic ischemicstrokes; (4) spontaneous intracerebral hemorrhage; and (5) subarach-noid hemorrhage.3

Case AscertainmentInformation was provided by multiple overlapping sources3: (1) fromthe emergency rooms and all of the clinical and radiologicaldepartments of Dijon University Hospital with the diagnosis ofstroke made by a neurologist; (2) from the 3 private hospitals of thecity with diagnosis made by private neurologists; (3) from thepatient’s home or from the nursing homes of the city with diagnosisassessed by the general practitioners with the help of an outpatientclinic with either a public or private neurologist; (4) from the 3private radiological centers to identify missed cases; (5) from theDoppler ultrasound centers of the University Hospital and privatecenters; and (6) from the death certificates obtained from the localSocial Security Bureau that is responsible for registering all deaths inthe community to identify fatal strokes occurring in nonhospitalizedpatients. All of the collected death certificates were checked by amember of our team.

Collection of Vascular Risk FactorsVascular risk factors were collected with the same methodology overthe whole study period.3 We recorded hypertension if high bloodpressure was noted in a patient’s medical history (either self-reportedor from medical notes) or if a patient was under antihypertensivetreatment. Diabetes mellitus was recorded if a glucose level of�7.8 mmol/L had been reported in the medical record or if thepatient was under insulin or oral hypoglycemic agents. Hypercho-lesterolemia was considered if a total cholesterol level �5.7 mmol/Lwas reported in the medical history of the patient or if patients weretreated with lipid-lowering therapy. We also recorded a history ofatrial fibrillation, previous myocardial infarction, and a history oftransient ischemic attack. Smoking was not included in the finalanalysis because of 15% of missing data.

Assessment of Poststroke DementiaGiven the design of our registry and its inherent constraints, theevaluation of cognitive function was performed by a neurologist inthe early stages of the stroke, that is, within the first month afterstroke onset to collect as much information as possible. Patients andtheir relatives attended an interview and the diagnosis of poststrokedementia was based on a simple standardized clinical approach usingDiagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, Third andFourth Editions.6,7 Therefore, the diagnosis of dementia was made if,according to the informant and the examination of the patient,

multiple cognitive deficits manifested by memory impairment asso-ciated with �1 cognitive disturbances, including language distur-bance, apraxia, agnosia, or disturbance in executive function, withsignificant impairment in social or occupational function represent-ing a significant decline from a previous level of function werenoted.

Statistical AnalysisThe prevalence of poststroke dementia was calculated as the ratio ofthe number of patients with poststroke dementia to the total numberof first-ever strokes in testable patients. A 95% CI was computed forall estimates. We plotted data per year to graphically assess trends inthe prevalence of poststroke dementia over 24 years. Due to amultimodal variation of prevalence over the years (Figure), the timeperiod was split into 4 intervals of 6 years: 1985 to 1990, 1991 to1996, 1997 to 2002, and 2003 to 2008, with 1985 to 1990 as thereference. Baseline characteristics for analyses were demographics,vascular risk factors, prestroke treatments, and clinical features. Dataon statins were analyzed by univariate analysis only because theyhad only been recorded in the registry since 2006. Proportions, ORs,and means of baseline characteristics were compared betweenpatients with and without poststroke dementia using the �2 test,logistic regression, and analysis of variance, respectively. Univariateassociations among age, sex, time periods, vascular risk factors,prestroke treatments, stroke subtypes, clinical features at onset, andpoststroke dementia were analyzed using logistic regression toestimate unadjusted ORs. In multivariate analyses, we introducedinto the models age, sex as well as all potential confounders with aprobability value �0.20 in univariate analysis. We investigatedwhether there were nonlinear trends over the study periods (unequalprevalence over study periods) for age, prestroke treatment, strokesubtypes, vascular risk factors, and clinical features as observed forthe prevalence of poststroke dementia. A likelihood ratio test wasperformed to examine whether the fits of multivariate nested modelswere improved by including statistical interaction terms of studyperiods with baseline characteristics. None of the statistical interac-tion terms were significant except for lacunar subtype with studyperiods (P�0.0001) and the prior antihypertensive treatment withstudy periods (P�0.0061), which were taken into account along withthe main effects in the final multivariate models. Probability values�0.05 were considered statistically significant. Statistical analysiswas performed with STATA 10.0 software (StataCorp LP, CollegeStation, TX).

EthicsOur registry was approved by the National Ethics Committee and theFrench Institute for Public Health Surveillance.

Figure. Annual prevalence of poststrokedementia. Vertical bars represent 95% CI.

608 Stroke March 2011



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ResultsOver the whole study period, 3948 patients with first-everstroke were recorded (1842 in men, 2106 in women). Amongpatients with stroke, 3201 (81%) were testable and includedin the analyses. The inability to test the cognitive status ofpatients (n�747 [19%]) was due to either severe aphasia(n�66 [8.7%]) or death (n�681 [91.3%]) in the acute phaseof stroke. The prevalence of nontestable patients decreasedwith study periods from 28.0% in 1985 to 1990 to 24.7% in1991 to 1996, 15.5% in 1997 to 2002, and 10.2% in 2003 to2008 (P�0.0001). Nontestable patients were older(79.1�12.5 years) than testable patients (72.9�14.7;P�0.0001) with an increasing age over the 4 study periods(respectively, 77.4�11.7, 78.6�12.5, 81.1�12.5, and81.3�13.0 years; P�0.004) contrary to testable patients(respectively, 72.0�14.6, 73.6�13.9, 72.8�14.9, and73.0�15.0 years; P�0.261). They had a more severe initialpresentation, more often prior transient ischemic attack,myocardial infarction, or anticoagulant therapy, but they hada lower prevalence of hypercholesterolemia and prior anti-platelet medication than did testable patients (P�0.05).

Among testable patients, 653 (20.4%) had poststrokedementia (337 women and 316 men). The annual prevalencedistribution of poststroke dementia roughly showed a tri-modal curve with 3 peaks, in 1990 (25.6%), 1998 (21.8%),and 2003 (25.2%), with varying falls in prevalence inbetween (Figure). There was no significant temporal change(P�0.123) in the prevalence of poststroke dementia over the4 study periods with, respectively, 23.7% (95% CI, 20.4% to27%), 19.3% (16.4% to 22.3%), 19% (16.4% to 21.6%), and20.2% (17.8% to 22.7%). Patients with poststroke dementiadiffered from those without poststroke dementia. They wereolder (77.3�10.8 years versus 71.7�15.4 years, P�0.0001);had a higher prevalence of several vascular risk factors,including hypertension, diabetes, atrial fibrillation, previousmyocardial infarction, and history of transient ischemicattack; and were more likely to have received stroke-preventive medications, including antiplatelet agents andantihypertensive treatment (Table 1). In addition, they weremore likely to have hemiplegia at admission, and there was ahigher prevalence of lacunar stroke but a lower prevalence ofintracerebral hemorrhage, subarachnoid hemorrhage, andnonlacunar noncardioembolic ischemic strokes in these pa-tients (Table 1). The prestroke use of anticoagulants andantiplatelet agents in the whole study population showedlinear trends from, respectively, 2.8% and 5.8% in the firstperiod to 9.2% and 25.7% in the last period (P�0.0001).However, the use of antihypertensive treatment showed anonlinear trend with 48.1%, 53.4%, 51.0%, and 45.6% overthe 4 periods (P�0.003).

Multivariate analyses revealed a significant temporalchange in the prevalence of poststroke dementia in the second(1991 to 1996) and fourth periods (2003 to 2008) as com-pared with the first period (1985 to 1990). The prevalence inthe second period was almost half that in the first, whereasprevalence in the fourth period was twice that in the first.Prevalence in the third period was the same as that in the first(P�0.0001). Several variables remained significant in themultivariate model (Table 2). Age correlated strongly with

poststroke dementia with a relative 3% increase for eachadditional year of age. The prevalence of poststroke dementiain patients with lacunar stroke was 7 times that in patientswith intracerebral hemorrhage. Stratum-specific analyses byperiods revealed a significant temporal decrease in the prev-alence of poststroke dementia among patients who hadlacunar stroke compared with those who did not. Hyperten-sion, previous myocardial infarction, hemiplegia at onset, andprestroke treatment by antiplatelet agents were all associatedwith an increased prevalence of poststroke dementia. Incontrast, the prevalence of poststroke dementia in patientswith hypercholesterolemia was 24% lower than that inpatients without hypercholesterolemia. Overall, antihyperten-sive treatment was not associated with poststroke dementia.However, stratum-specific analyses by periods revealed asignificant temporal decrease in the risk of poststroke demen-tia over the last 2 periods (1997 to 2002 and 2003 to 2008)among patients who had been treated with prior antihyper-tensive medication compared with those who had not.

DiscussionThis is the first study to evaluate temporal trends of earlydementia after stroke over 24 years with constant methodol-ogies for stroke ascertainment and the same definition ofdementia throughout the study period.

The prevalence of poststroke dementia observed in thisstudy is similar to that reported in hospital-based studies,including first-ever stroke and prestroke dementia. In theirmeta-analysis, Pendlebury and Rothwell estimated the gen-eral prevalence from such studies at 26.5% (95% CI, 24.3%to 28.7%) irrespective of the delay after stroke onset.2 Incontrast, the only population-based study that included first-ever stroke and did not exclude prestroke dementia found alower prevalence of 12.5% (95% CI, 5.6% to 19.4%).8

However, some differences in the methodology applied mayaccount for these discrepancies between the results of thisstudy and ours. In the latter study, cognitive assessment wasperformed at 1 year, and the patients with stroke wereyounger than ours. Several other studies have evaluated theprevalence of dementia in the first 3 months after strokeonset. They reported a frequency ranging from 18.7% to21.2%, which is in line with our results despite their hospital-based setting.9–13

Although it seemed to be stable over time, multivariateanalysis demonstrated that the prevalence of poststroke de-mentia changed in the second (1991 to 1996) and fourth(2003 to 2008) periods. Indeed, it was, respectively, half andtwice the prevalence of the first period. We investigatedwhether these trends could also be observed for age, prestroketreatment, stroke subtypes, vascular risk factors, and clinicalfeatures. There was no temporal change for age in testablepatients, but there was an increasing age over the studyperiods for nontestable patients. In addition, lacunar strokeand antihypertensive treatment were both associated with asignificant temporal decline in the prevalence of poststrokedementia. Theoretical explanations for these results may bechanges in the prevalence of prestroke dementia, in theincidence of poststroke dementia, and/or in survival afterstroke. The decline in the prevalence of poststroke dementia

Bejot et al Temporal Trends in Poststroke Dementia in Dijon 609



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in the second period (1991 to 1996), as compared with thefirst period (1985 to 1990), may be explained by the fact thatthis period could have been a transition period. As observedin the first period, the prevalence of nontestable patients,mainly because of early death, was still high (25%), whichconsequently decreased the number of prevalent cases thatwould potentially have had poststroke dementia if they hadsurvived, all the more so because these patients were older,had a more severe clinical presentation, and more vascularrisk factors, so were at a high risk of dementia. In parallel, thefrequency of prestroke preventive treatments, which areknown to decrease the risk of dementia,14,15 showed a markedincrease during this second period and may have contributedto the decrease in both the prevalence of prestroke dementia

and the incidence of poststroke dementia. As a consequence,both the low number of prevalent cases and the lowerincidence of poststroke dementia may have resulted in asignificantly lower prevalence of poststroke dementia.

Conversely, the third (1997 to 2002) and the fourth (2003to 2008) periods were associated with a lower prevalence ofnontestable patients due to a decrease in early case-fatalitypossible because of better acute stroke management. Theconsequence may have been a higher number of prevalentcases with poststroke dementia. Moreover, unlike the use ofanticoagulants and antiplatelet agents, the use of prestrokehypertensive treatment did not show a linear trend but adecrease during the last 2 periods, which may have contrib-uted to the increase in the prevalence of poststroke dementia.

Table 1. Characteristics of Patients With and Without Poststroke Dementia

No Poststroke CognitiveDisorder (N�2548)

Poststroke CognitiveDisorder (N�653)

Poststroke Cognitive DisorderVs No Poststroke Cognitive

Disorder

No. % 95% CI No. % 95% CI OR 95% CI P

Age, years

�40 119 4.7% 3.9% 5.5% 3 0.5% 0.0% 1.0% 0.09 0.03 0.29 �0.001

40–50 147 5.8% 4.9% 6.7% 9 1.4% 0.5% 2.3% 0.22 0.11 0.44 �0.001

50–60 234 9.2% 8.1% 10.3% 29 4.4% 2.9% 6.0% 0.45 0.30 0.67 �0.001

60–70 424 16.6% 15.2% 18.1% 91 13.9% 11.3% 16.6% 0.79 0.62 1.01 0.064

70–80 751 29.5% 27.7% 31.2% 218 33.4% 29.8% 37.0% 1.21 1.01 1.45 0.038

�80 873 34.3% 32.4% 36.1% 303 46.4% 42.6% 50.2% 1.66 1.40 1.98 �0.001

Male sex 1188 46.6% 44.7% 48.6% 316 48.4% 44.5% 52.2% 1.08 0.91 1.28 0.37

Stroke subtype

Intracerebral hemorrhage 238 9.3% 8.2% 10.5% 28 4.3% 2.7% 5.8% 0.47 0.32 0.70 �0.001

Subarachnoid hemorrhage 85 3.3% 2.6% 4.0% 3 0.5% 0.0% 1.0% 0.13 0.04 0.42 0.001

Ischemic stroke

Lacunar 554 21.7% 20.1% 23.3% 333 51.0% 47.2% 54.8% 3.57 2.99 4.27 �0.001

Cardioembolic 394 15.5% 14.1% 16.9% 96 14.7% 12.0% 17.4% 1.01 0.80 1.28 0.94

Nonlacunar noncardioembolic 1210 47.5% 45.5% 49.4% 184 28.2% 24.7% 31.6% 0.43 0.36 0.52 �0.001

Undetermined 67 2.6% 2.0% 3.3% 9 1.4% 0.5% 2.3% 0.57 0.29 1.11 0.10

Vascular risk factors

Hypertension 1624 63.7% 61.9% 65.6% 483 74.0% 70.6% 77.3% 1.58 1.31 1.91 �0.001

Diabetes 358 14.1% 12.7% 15.4% 114 17.5% 14.5% 20.4% 1.30 1.04 1.63 0.024

hypercholesterolemia 631 24.8% 23.1% 26.4% 139 21.3% 18.1% 24.4% 0.82 0.67 1.01 0.064

Atrial fibrillation 445 17.5% 16.0% 18.9% 147 22.5% 19.3% 25.7% 1.42 1.15 1.75 0.001

Myocardial infarction 403 15.8% 14.4% 17.2% 153 23.4% 20.2% 26.7% 1.61 1.30 1.98 �0.001

TIA 280 11.0% 9.8% 12.2% 104 15.9% 13.1% 18.7% 1.50 1.17 1.91 0.001

Prestroke treatments

Anticoagulants 158 6.2% 5.3% 7.1% 33 5.1% 3.4% 6.7% 0.79 0.54 1.16 0.24

Antiplatelet agents 501 19.7% 18.1% 21.2% 175 26.8% 23.4% 30.2% 1.52 1.25 1.85 �0.001

Antihypertensive treatment 1225 48.1% 46.1% 50.0% 356 54.5% 50.7% 58.3% 1.26 1.07 1.50 0.007

Statins (2006–2008) 46 10.6% 7.7% 13.6% 5 5.4% 0.7% 10.2% 0.48 0.19 1.25 0.13

Clinical features at onset

Coma 101 4.0% 3.2% 4.7% 26 4.0% 2.5% 5.5% 1.07 0.70 1.64 0.77

Hemiplegia 1806 70.9% 69.1% 72.6% 522 79.9% 76.9% 83.0% 1.63 1.32 2.01 �0.001

Confusion 259 10.2% 9.0% 11.3% 79 12.1% 9.6% 14.6% 1.19 0.91 1.55 0.21

Left hemisphere lesion 1103 43.3% 41.4% 45.2% 290 44.4% 40.6% 48.2% 1.03 0.87 1.22 0.74

TIA indicates transient ischemic attack.




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Several factors were independently associated with the riskof poststroke dementia, including age, hypertension, atrialfibrillation, history of myocardial infarction, or hemiplegia atonset. Such associations have been previously described inthe literature but with conflicting results.9,12,16–18 In theirmeta-analysis, Pendlebury and Rothwell found that bothdiabetes and atrial fibrillation but neither hypertension norprevious ischemic heart disease were associated with post-stroke dementia.2 In addition, they identified hemorrhagicstroke as a predictor of poststroke dementia, whereas lacu-nar stroke was associated with a nonsignificantly higher risk(OR, 0.8; 95% CI, 0.7 to 1.0; P�0.09). This contrasts withour findings, which show that lacunar stroke is a strongpredictor of poststroke dementia with an OR of approxi-mately 7. This association could be explained by the fact thatpatients with lacunar stroke frequently have many asymptom-

atic cerebral ischemic lesions, and it has been demonstratedthat silent strokes increase the risk of poststroke dementia.Another explanation could be that these patients are alreadydemented at the time of first clinical manifestation of stroke,but we cannot confirm this assumption because prestrokedementia was not recorded.

Finally, the negative association between hypercholester-olemia and poststroke dementia must be interpreted withcaution. Actually, we were not able to include statin treatmentin the multivariable analysis because these data were notrecorded in our files before 2006, and this treatment mayinfluence the risk of dementia, although a recent meta-anal-ysis suggested that statins are not effective in the preventionof dementia.19

The major strength of our study is the use of multipleoverlapping sources of information to identify both hospital-ized and nonhospitalized fatal and nonfatal strokes. Never-theless, because no population screening was performed,undiagnosed strokes were not recorded. However, such casesare probably rare and did not affect our results. In addition,despite constant methodology for case ascertainment, it ispossible that differences in case-finding effectiveness influ-enced our findings. The evaluation of poststroke dementiawas based on the same criteria throughout the study period.Although Diagnostic and Statistical Manual of Mental Dis-orders, Third and Fourth Edition criteria are less specific forthe diagnosis of vascular dementia than other criteria such asNational Institute of Neurological Disorders and Stroke–Association Internationale pour la Recherche etl’Enseignement en Neurosciences (NINDS-AIREN) crite-ria,20 the fact that we maintained the same definition ofpoststroke dementia over the 24 years made it possible toanalyze temporal changes in its prevalence.

Because of the design of the study, the cognitive evaluationof patients was performed during the first month after thestroke, which is certainly early. Time from stroke was notentered into our model because these data were not recordedin our files. Data about long-term dementia were not availablebecause active follow-up of patients was not systematicallyperformed over the whole study period. However, severalstudies have suggested that cognitive disorders after the acutephase of stroke are associated with long-term poststrokedementia, which probably reflects poor cognitive reserve inpatients with such impairments.21,22 Moreover, the primaryaim of this study was to evaluate temporal trends in post-stroke dementia, and because the methodology of caseascertainment was maintained over time, we can concludethat the changes observed were not biased. In addition, we didnot consider the cognitive status of patients before stroke,which may explain why the prevalence of poststroke demen-tia observed in our study was higher than the 7% to 12%prevalence reported in population-based studies that excludedprestroke demented patients.23,24

Another limitation inherent to the use of prevalence as ameasurement concerns the generalization of our results. Thislimitation, called length-biased sampling, stems from the factthat cases of poststroke dementia would overrepresent thosewho did not die during the first month (testable patients) butunderrepresent those who died sooner (nontestable pa-

Table 2. Multivariate Analysis of Predictors ofPoststroke Dementia

OR 95% CI P

Time period

1985–1990 1.00

1991–1996 0.52 0.30 0.90 0.018

1997–2002 1.14 0.72 1.81 0.576

2003–2008 1.91 1.25 2.91 0.003

Time period (continuous) 1.03 1.01 1.06 0.003

Age (continuous) 1.03 1.02 1.04 �0.001

Stroke subtype

Intracerebral hemorrhage 1.00

Subarachnoid hemorrhage 0.47 0.14 1.60 0.225

Lacunar stroke 7.24 4.13 12.69 0.000

Lacunar stroke (period1991–1996)

10.01 3.16 31.75 0.000


5.86 1.92 17.86 0.005


1.51 0.50 4.52 0.150

Nonlacunar 1.20 0.80 1.80 0.388

Undetermined 1.17 0.53 2.60 0.701

Male sex 1.17 0.97 1.42 0.098

Vascular risk factors

Hypertension 1.38 1.05 1.82 0.021

Diabetes 1.26 0.98 1.64 0.074

Hypercholesterolemia 0.76 0.60 0.96 0.023

Atrial fibrillation 1.29 1.02 1.63 0.036

Myocardial infarction 1.35 1.06 1.72 0.016

TIA 1.28 0.97 1.68 0.077

Prestroke treatments

Antiplatelet agents 1.39 1.11 1.75 0.005

Antihypertensive treatment 1.02 0.66 1.59 0.925

Period 1991–1996 1.20 0.42 3.43 0.078

Period 1997–2002 0.49 0.18 1.31 0.204

Period 2003–2008 0.66 0.25 1.08 0.150

Hemiplegia 1.27 1.01 1.59 0.038

TIA indicates transient ischemic attack.

Bejot et al Temporal Trends in Poststroke Dementia in Dijon 611



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tients).25 Lastly, although our study covered most causalassumptions to investigate an etiologic hypothesis with across-sectional design (population in a steady state, noselective survival, unchanged mean duration of outcome, noreverse causality, and temporal directionality), we preferredto interpret our measurements of association with caution byusing prevalence ORs rather than incidence density ratios.26

To conclude, this study highlights temporal changes in theprevalence of early dementia after first-ever stroke over 24years. These changes may be explained by concomitantdeterminants of survival and incidence, like stroke caremanagement or prestroke medication.

AcknowledgmentsWe thank Mr Philip Bastable for reviewing the English.

Sources of FundingThe Dijon Stroke Registry is supported by the French Institute forPublic Health Surveillance (InVS) and Inserm.

DisclosuresNone.

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Ponavoy, Dominique Richard, Thibault Moreau and Maurice GiroudYannick Béjot, Corine Aboa-Eboulé, Jérôme Durier, Olivier Rouaud, Agnès Jacquin, Eddy

Prevalence of Early Dementia After First-Ever Stroke: A 24-Year Population-Based Study

Print ISSN: 0039-2499. Online ISSN: 1524-4628 Copyright © 2011 American Heart Association, Inc. All rights reserved.

is published by the American Heart Association, 7272 Greenville Avenue, Dallas, TX 75231Stroke doi: 10.1161/STROKEAHA.110.595553

2011;42:607-612; originally published online January 13, 2011;Stroke.

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Más allá de su efecto nocivo en las capacidades funcio-nales de los pacientes, el ictus se asocia también a un

riesgo superior de deterioro cognitivo y demencia; los ante-cedentes de ictus aumentan a casi el doble el riesgo de de-mencia en la población de edad > 65 años1. La prevalencia de la demencia post-ictus ha sido objeto de una revisión reciente por parte de Pendlebury y Rothwell2. A pesar de la heteroge-neidad en el diseño de los estudios y en las proporciones de distintos tipos de casos, los autores llegaron a la conclusión de que un 7% a 23% de los pacientes desarrollaban una de-mencia de nueva aparición en el primer año siguiente a un primer ictus. Se obtuvieron datos procedentes tanto de es-tudios de base hospitalaria como de estudios de base pobla-cional, pero todos estos estudios fueron de corta duración e incluyeron un número reducido de pacientes. Así pues, nin-

guno de ellos aportaba datos fiables sobre los cambios de la prevalencia de la demencia post-ictus a lo largo del tiempo. Sin embargo, esta información es esencial para determinar el impacto que tiene el manejo agudo del ictus sobre la función cognitiva y para realizar proyecciones respecto a la carga que comportará el deterioro cognitivo post-ictus, con objeto de diseñar la política sanitaria adecuada.

Por consiguiente, el objetivo de este estudio fue evaluar las tendencias en la prevalencia de la demencia temprana post-ictus, entre 1985 y 2008, basándonos en los datos del Dijon Stroke Registry.

Métodos Se estudió la prevalencia de la demencia temprana tras un ictus en pacientes incluidos entre el 1 de enero de 1985 y

67

Prevalencia de la demencia temprana tras un primer ictusUn estudio de base poblacional de 24 años

Yannick Béjot, MD; Corine Aboa-Eboulé, MD; Jérôme Durier, MD; Olivier Rouaud, MD; Agnès Jacquin, MD; Eddy Ponavoy, MD; Dominique Richard, MD;

Thibault Moreau, MD; Maurice Giroud, MD

Recibido el 2 de julio de 2010; versión final recibida el 5 de octubre de 2010; aceptado el 26 de octubre de 2010. Dijon Stroke Registry, EA4184 (Inserm e InVS; Y.B., C.A.-E., J.D., A.J., M.G.), IFR 100 (STIC-Santé), Faculty of Medicine, University of Burgundy

and University Hospital of Dijon, Francia; y Centre Mémoire (Y.B., O.R., E.P., D.R., T.M., M.G.), Ressources et Recherche, Memory Clinic, University Hospital of Dijon, Dijon, Francia.

Remitir la correspondencia a Yannick Bejot, MD, Dijon Stroke Registry, Service de Neurologie, Hôpital Général, 3 Rue du Faubourg Raines, 21033 Dijon, Francia. E-mail [email protected]

© 2011 American Heart Association, Inc.

Stroke está disponible en http://www.stroke.ahajournals.org DOI: 10.1161/STROKEAHA.110.595553

Antecedentes y objetivo—No existen datos acerca del cambio de la prevalencia de la demencia post-ictus a lo largo del tiempo. Nuestro objetivo fue evaluar las tendencias en la prevalencia de la demencia temprana post-ictus.

Métodos—Entre 1985 y 2008, se registraron de forma global los primeros ictus aparecidos en la población de la ciudad de Dijon, Francia (150.000 habitantes). Se diagnosticó la presencia de demencia durante el primer mes siguiente al ictus, según los criterios del Manual Diagnóstico y Estadístico de los Trastornos Mentales, tercera y cuarta ediciones. Se ana-lizaron las tendencias temporales para 4 periodos: 1985 a 1990, 1991 a 1996, 1997 a 2002 y 2003 a 2008. Se utilizó una regresión logística para los análisis no multivariados.

Resultados—A lo largo de los 24 años, se registraron 3.948 primeros episodios de ictus. De los pacientes con ictus, 3.201 (81%) fueron evaluables, y de ellos 653 (20,4%) presentaron una demencia post-ictus (337 mujeres y 316 varones). La prevalencia de los casos no evaluables (en su mayor parte debidos a la muerte del paciente) se redujo del 28,0% al 10,2% (p < 0,0001). El análisis multivariable puso de manifiesto cambios temporales significativos en la prevalencia de la demencia post-ictus; la prevalencia en el segundo y cuarto periodos fue, respectivamente, de casi la mitad y el doble de la del primer periodo. La prevalencia de la demencia post-ictus asociada a los ictus lacunares fue 7 veces superior a la observada en la hemorragia intracerebral pero se redujo a lo largo del tiempo, y lo mismo ocurrió con la medicación antihipertensiva previa al ictus. La edad, diversos factores de riesgo vasculares, la hemiplejia y el uso de antiagregantes plaquetarios previo al ictus se asociaron a un aumento de la prevalencia de la demencia post-ictus.

Conclusiones—Este estudio, que cubre un periodo de 24 años, resalta los cambios que se han producido a lo largo del tiempo en la prevalencia de la demencia temprana tras un primer ictus. Estos cambios pueden explicarse por factores determinantes concomitantes de la supervivencia y la incidencia, como el manejo del ictus o la medicación previa a éste. (Traducido del inglés: Prevalence of Early Dementia After First-Ever Stroke. A 24-Year Population-Based Stu-dy. Stroke. 2011;42:607-612.)

Palabras clave: dementia n epidemiology n risk factors n stroke

68 Stroke Julio 2011

el 31 de diciembre de 2008 en el Dijon Stroke Registry de Dijon, Francia. Dicho registro cumple los criterios básicos definidos por Sudlow y Warlow para abordar un estudio “ideal” de la incidencia del ictus y presentan resultados fia-bles y que pueden ser comparados3,4. La población en estu-dio la formaron todos los residentes de la ciudad de Dijon (150.000 habitantes).

Obtención de los datos

Definición del ictus El ictus se definió según lo recomendado por la Organización Mundial de la Salud5. Los diagnósticos clínicos fueron vali-dados mediante TC o RM3. Para este estudio sólo se tuvie-ron en cuenta los primeros episodios de ictus sintomático. La clasificación del subtipo de ictus utilizada desde 1985 fue la siguiente: (1) infarto lacunar; (2) ictus isquémico por embolia cardiaca; (3) ictus isquémico no lacunar y no cardioembóli-co; (4) hemorragia intracerebral espontánea; y (5) hemorra-gia subaracnoidea3.

Identificación de los casos La información se obtuvo de múltiples fuentes solapadas3: (1) de los servicios de urgencias y de todos los departamen-tos clínicos y radiológicos del Dijon University Hospital, con diagnósticos de ictus realizados por un neurólogo; (2) de los 3 hospitales privados de la ciudad, con un diagnóstico reali-zado por un neurólogo privado; (3) del hogar del paciente o de las residencias de la ciudad, con diagnósticos realizados por médicos generales con la ayuda de una clínica ambulato-ria con un neurólogo privado o de la sanidad pública; (4) de los 3 centros de radiología privados que identificaron casos que no habían sido detectados; (5) de los centros de ecografía Doppler del hospital universitario y de los centros privados; y (6) de los certificados de defunción obtenidos de la Oficina Local de Seguridad Social, que se encarga de registrar todas las muertes que se producen fuera del hospital para identi-ficar los ictus mortales ocurridos en pacientes no hospitali-zados. Todos los certificados de defunción recogidos fueron revisados por un miembro de nuestro equipo.

Obtención de los datos de factores de riesgo vascular La información sobre los factores de riesgo vascular se obtuvo con la misma metodología durante todo el periodo de estudio3. Registramos la presencia de hipertensión si se observaba una presión arterial elevada en los antece-dentes patológicos del paciente (según lo referido por el propio paciente o lo que constaba en su historia clínica) o si el paciente estaba en tratamiento con antihipertensivos. Se registró la presencia de diabetes mellitus si se había anotado un nivel de glucemia ≥ 7,8 mmol/L en la historia clínica o si el paciente recibía tratamiento con insulina o hipoglucemiantes orales. Se consideró que había hiperco-lesterolemia si se registraba un nivel de colesterol total ≥ 5,7 mmol/L en los antecedentes patológicos del paciente o si el paciente recibía tratamiento hipolipemiante. Regis-tramos también los antecedentes de fibrilación auricular, infarto de miocardio previo y antecedentes de ataque is-quémico transitorio. El tabaquismo no se incluyó en el análisis final, ya que no se dispuso de datos al respecto en el 15% de los casos.

Evaluación de la demencia post-ictus Dado el diseño del estudio y las limitaciones inherentes a ello, la evaluación de la función cognitiva fue realizada por un neurólogo en las fases iniciales del ictus, es decir, dentro del primer mes tras el inicio del ictus, con objeto de obtener la máxima información posible. Los pacientes y sus fami-liares acudieron a una entrevista y el diagnóstico de demen-cia post-ictus se basó en un enfoque clínico estandarizado sencillo, utilizando el Manual Diagnóstico y Estadístico de los Trastornos Mentales, tercera y cuarta ediciones6,7. Así pues, se estableció el diagnóstico de demencia si, según el informante y según el examen del paciente, había múltiples déficits cognitivos, manifestados por pérdida de memoria asociada ≥ 1 alteración cognitiva, incluidas la alteración del lenguaje, apraxia, agnosia o alteración de la función ejecuti-va, con un deterioro significativo de la función social o la-boral, que supusiera un deterioro significativo respecto a un nivel previo de función.

Figura 1. Prevalencia anual de la demencia post-ictus. Las barras verticales correspon-den al IC del 95%.

Béjot y cols. Prevalencia de la demencia temprana tras un primer ictus 69

Análisis estadístico La prevalencia de la demencia post-ictus se calculó mediante el cociente del número de pacientes con demencia post-ictus respecto al número total de primeros ictus en los pacientes evaluables. Se calculó un IC del 95% para todas las estima-ciones. Representamos los datos gráficamente para cada año, con objeto de evaluar gráficamente las tendencias de la pre-valencia de la demencia post-ictus a lo largo de 24 años. Da-da la variación multimodal de la prevalencia a lo largo de los años (Figura), se dividió el periodo de tiempo en 4 intervalos de 6 años: 1985 a 1990, 1991 a 1996, 1997 a 2002 y 2003 a 2008, tomando el intervalo 1985 a 1990 como referencia. Las características basales utilizadas para los análisis fueron los datos demográficos, los factores de riesgo vascular, los tra-tamientos previos al ictus y las manifestaciones clínicas. Los datos sobre las estatinas se analizaron tan solo mediante un análisis univariable puesto que únicamente se habían regis-trado desde 2006. Las proporciones, las OR y las medias de las características basales se compararon para los pacientes con y sin demencia post-ictus con el empleo de la prueba de χ2, regresión logística y análisis de la varianza, respectiva-mente. Las asociaciones univariables entre edad, sexo, pe-riodos de tiempo, factores de riesgo vascular, tratamientos previos al ictus, subtipos de ictus, manifestaciones clínicas iniciales y demencia post-ictus se analizaron con una regre-sión logística para estimar las OR sin ajustar. Para los análisis multivariados, introdujimos en los modelos la edad, el sexo y también todos los posibles factores de confusión con un valor de probabilidad < 0,20 en el análisis univariable. Investiga-mos si había tendencias no lineales a lo largo de los periodos de estudio (prevalencia desigual en los distintos periodos) pa-ra la edad, el tratamiento previo al ictus, los subtipos de ictus, los factores de riesgo vascular y las características clínicas, como se observaron en la prevalencia de la demencia post-ic-tus. Se realizó una prueba de cociente de probabilidades para examinar si el ajuste de los modelos anidados multivariables mejoraba con la inclusión de términos de interacción estadís-tica de los periodos de estudio con las características basales. Ninguno de los términos de interacción estadística fue sig-nificativo excepto la del subtipo lacunar con los periodos de estudio (p < 0,0001) y la del tratamiento antihipertensivo pre-vio con los periodos de estudio (p = 0,0061), que se tuvieron en cuenta junto con los efectos principales en los modelos multivariables finales. Los valores de probabilidad < 0,05 se consideraron estadísticamente significativos. El análisis es-tadístico se realizó con el programa STATA 10.0 (StataCorp LP, College Station, TX).

Cuestiones éticas Nuestro registro fue aprobado por el Comité Ético Nacional y por el Instituto Francés de Vigilancia de la Salud Pública.

Resultados A lo largo de todo el periodo de estudio, se incluyó en el registro a un total de 3.948 pacientes con un primer ictus (1.842 varones, 2.106 mujeres). De los pacientes con ictus, 3.201 (81%) fueron evaluables y se les incluyó en los aná-lisis. Los casos en los que no fue posible evaluar los test del estado cognitivo de los pacientes (n = 747 [19%]) se debie-

ron a una afasia grave (n = 66 [8,7%]) o a la muerte (n = 681 [91,3%]) en la fase aguda del ictus. La prevalencia de pa-cientes no evaluables se redujo en los sucesivos periodos de estudio, pasando del 28,0% en 1985 a 1990 al 24,7% en 1991 a 1996, el 15,5% en 1997 a 2002, y el 10,2% en 2003 a 2008 (p < 0,0001). Los pacientes no evaluables eran de ma-yor edad (79,1 ± 12,5 años) que los evaluables (72,9 ± 14,7; p < 0,0001) y la edad aumentaba a lo largo de los 4 periodos de estudio sucesivos (77,4 ± 11,7, 78,6 ± 12,5, 81,1 ± 12,5 y 81,3 ± 13,0 años, respectivamente; p = 0,004) al contrario de lo que ocurría en los pacientes evaluables (72,0 ± 14,6, 73,6 ± 13,9, 72,8 ± 14,9 y 73,0 ± 15,0 años, respectivamente; p = 0,261). Tenían una forma de presentación inicial más gra-ve, una mayor frecuencia de ataques isquémicos transitorios previos, infartos de miocardio o tratamiento anticoagulante, pero tenían una prevalencia inferior de hipercolesterolemia y de uso previo de medicación antiagregante plaquetaria que los pacientes evaluables (p < 0,05).

De los pacientes evaluables, 653 (20,4%) presentaron de-mencia post-ictus (337 mujeres y 316 varones). La distribu-ción de la prevalencia anual de la demencia post-ictus mostró aproximadamente una curva trimodal, con 3 picos, en 1990 (25,6%), 1998 (21,8%) y 2003 (25,2%), con reducciones diversas de la prevalencia entre ellos (Figura). No hubo un cambio significativo a lo largo del tiempo (p = 0,123) en la prevalencia de la demencia post-ictus a lo largo de los 4 pe-riodos de estudio sucesivos, con valores del 23,7% (IC del 95%, 20,4% a 27%), 19,3% (16,4% a 22,3%), 19% (16,4% a 21,6%) y 20,2% (17,8% a 22,7%), respectivamente. Los pa-cientes con demencia post-ictus diferían de los pacientes sin demencia post-ictus. Eran de mayor edad (77,3 ± 10,8 años frente a 71,7 ± 15,4 años, p = 0,0001); tenían una mayor pre-valencia de varios factores de riesgo vascular, como hiper-tensión, diabetes, fibrilación auricular, infarto de miocardio previo y antecedentes de ataque isquémico transitorio; y era más probable que hubieran recibido medicaciones preventi-vas para el ictus, incluidos los antiagregantes plaquetarios y el tratamiento antihipertensivo (Tabla 1). Además, era más probable que presentaran hemiplejia al ingreso, y había una mayor prevalencia de ictus lacunares, pero una prevalencia inferior de hemorragia intracerebral, hemorragia subaracnoi-dea e ictus isquémico no lacunar y no cardioembólico en esos pacientes (Tabla 1). El uso de anticoagulantes y antiagre-gantes plaquetarios previo al ictus en el conjunto de la po-blación en estudio mostró una tendencia lineal, pasando del 2,8% y 5,8%, respectivamente, en el primer periodo, al 9,2% y 25,7% en el último periodo (p < 0,0001). Sin embargo, el uso de tratamiento antihipertensivo mostró una tendencia no lineal, con porcentajes del 48,1%, 53,4%, 51,0% y 45,6% a lo largo de los 4 periodos (p = 0,003).

Los análisis multivariados revelaron un cambio significa-tivo a lo largo del tiempo en la prevalencia de la demencia post-ictus en el segundo (1991 a 1996) y cuarto periodos (2003 a 2008), en comparación con el primero (1985 a 1990). La prevalencia en el segundo periodo fue de casi la mitad de la existente en el primero, mientras que la prevalencia en el cuarto periodo fue del doble de la del primero. La preva-lencia en el tercer periodo fue la misma que en el primero (p < 0,0001). Diversas variables conservaron la significación


estadística en el modelo multivariable (Tabla 2). La edad mostró una correlación intensa con la demencia post-ictus, con un aumento relativo del 3% por cada año más de edad. La prevalencia de la demencia post-ictus en los pacientes con ictus lacunar fue de 7 veces la observada en los pacientes con hemorragia intracerebral. Los análisis específicos por estra-tos según el periodo revelaron una disminución significativa a lo largo del tiempo en la prevalencia de demencia post-ictus entre los pacientes con ictus lacunar, en comparación con los pacientes sin este diagnóstico. La hipertensión, el infarto de miocardio previo, la presencia de hemiplejia al inicio y el tra-tamiento previo al ictus con antiagregantes plaquetarios se

asociaron a un aumento de la prevalencia de demencia post-ictus. En cambio, la prevalencia de la demencia post-ictus en los pacientes con hipercolesterolemia fue un 24% infe-rior a la observada en los pacientes sin hipercolesterolemia. Globalmente, el tratamiento antihipertensivo no se asoció a la demencia post-ictus. Sin embargo, los análisis específicos por estratos según el periodo mostraron una disminución sig-nificativa a lo largo del tiempo en el riesgo de demencia post-ictus durante los dos últimos periodos (1997 a 2002 y 2003 a 2008) en los pacientes que habían sido tratados anteriormente con medicación antihipertensiva en comparación con los que no habían recibido este tratamiento.

Tabla 1. Características de los pacientes con y sin demencia post-ictus

Ausencia de trastorno cognitivopost-ictus (N = 2.548)

Trastorno cognitivo post-ictus (N = 653)

Trastorno cognitivo post-ictusfrente a ausencia de trastorno

cognitivo post-ictus

Número % IC del 95% Número % IC del 95% OR IC del 95% P

Edad, años

< 40 119 4,7% 3,9% 5,5% 3 0,5% 0,0% 1,0% 0,09 0,03 0,29 0,001

40–50 147 5,8% 4,9% 6,7% 9 1,4% 0,5% 2,3% 0,22 0,11 0,44 0,001

50–60 234 9,2% 8,1% 10,3% 29 4,4% 2,9% 6,0% 0,45 0,30 0,67 0,001

60–70 424 16,6% 15,2% 18,1% 91 13,9% 11,3% 16,6% 0,79 0,62 1,01 0,064

70–80 751 29,5% 27,7% 31,2% 218 33,4% 29,8% 37,0% 1,21 1,01 1,45 0,038

> 80 873 34,3% 32,4% 36,1% 303 46,4% 42,6% 50,2% 1,66 1,40 1,98 0,001

Sexo masculino 1.188 46,6% 44,7.% 48,6% 316 48,4% 44,5% 52,2% 1,08 0,91 1,28 0,37

Subtipo de ictus

238 9,3% 8,2% 10,5% 28 4,3% 2,7% 5,8% 0,47 0,32 0,70 0,001

85 3,3% 2,6% 4,0% 3 0,5% 0,0% 1,0% 0,13 0,04 0,42 0,001

Ictus isquémico

Hemorragia subaracnoidea

Hemorragia intracerebral

Lacunares 554 21,7% 20,1% 23,3% 333 51,0% 47,2% 54,8% 3,57 2,99 4,27 0,001

Cardioembólicos

No lacunares no cardioembólicos

394 15,5% 14,1% 16,9% 96 14,7% 12,0% 17,4% 1,01 0,80 1,28 0,94

1.210 47,5% 45,5% 49,4% 184 28,2% 24,7% 31,6% 0,43 0,36 0,52 0,001

Indeterminados 67 2,6% 2,0% 3,3% 9 1,4% 0,5% 2,3% 0,57 0,29 1,11 0,10

Factores de riesgo vascular

Hipertensión 1.624 63,7% 61,9% 65,6% 483 74,0% 70,6% 77,3% 1,58 1,31 1,91 0,001

Diabetes 358 14,1% 12,7% 15,4% 114 17,5% 14,5% 20,4% 1,30 1,04 1,63 0,024

Hipercolesterolemia 631 24,8% 23,1% 26,4% 139 21,3% 18,1% 24,4% 0,82 0,67 1,01 0,064

Fibrilación auricular 445 17,5% 16,0% 18,9% 147 22,5% 19,3% 25,7% 1,42 1,15 1,75 0,001

Infarto de miocardio 403 15,8% 14,4% 17,2% 153 23,4% 20,2% 26,7% 1,61 1,30 1,98 0,001

AIT 280 11,0% 9,8% 12,2% 104 15,9% 13,1% 18,7% 1,50 1,17 1,91 0,001

Tratamientos previos al ictus

Anticoagulantes 158 6,2% 5,3% 7,1% 33 5,1% 3,4% 6,7% 0,79 0,54 1,16 0,24

Antiagregantes plaquetarios

Tratamiento antihipertensivo

501 19,7% 18,1% 21,2% 175 26,8% 23,4% 30,2% 1,52 1,25 1,85 0,001

1.225 48,1% 46,1% 50,0% 356 54,5% 50,7% 58,3% 1,26 1,07 1,50 0,007

Estatinas (2006–2008) 46 10,6% 7,7% 13,6% 5 5,4% 0,7% 10,2% 0,48 0,19 1,25 0,13

Manifestaciones clínicas al inicio

Coma 101 4,0% 3,2% 4,7% 26 4,0% 2,5% 5,5% 1,07 0,70 1,64 0,77

Hemiplejia 1.806 70,9% 69,1% 72,6% 522 79,9% 76,9% 83,0% 1,63 1,32 2,01 0,001

Confusión 259 10,2% 9,0% 11,3% 79 12,1% 9,6% 14,6% 1,19 0,91 1,55 0,21

Lesión de hemisferio izquierdo 1.103 43,3% 41,4% 45,2% 290 44,4% 40,6% 48,2% 1,03 0,87 1,22 0,74

AIT indica ataque isquémico transitorio.


Discusión Éste es el primer estudio en el que se evalúan las tendencias temporales de la demencia temprana tras el ictus a lo largo de 24 años, utilizando una metodología constante para la iden-tificación del ictus y la misma definición de la demencia en todo el periodo de estudio.

La prevalencia de la demencia post-ictus observada en este estudio es similar a la descrita en los estudios de base hospi-talaria, con la inclusión de los primeros ictus y la demencia previa al ictus. En su metanálisis, Pendlebury y Rothwell es-timaron a partir de estos estudios una prevalencia general del 26,5% (IC del 95%, 24,3% a 28,7%) con independencia del tiempo transcurrido desde el inicio del ictus2. En cambio, en el único estudio de base poblacional que incluyó los primeros ictus y que no excluyó la demencia previa al ictus, se obser-

vó una prevalencia inferior, del 12,5% (IC del 95%, 5,6% a 19,4%)8. Sin embargo, había algunas diferencias en la meto-dología aplicada que pueden explicar tales discrepancias entre los resultados de este estudio y las del nuestro. En el estudio citado, la evaluación cognitiva se realizó a 1 año, y los pacien-tes con ictus eran de menor edad que los de nuestro registro. En otros varios estudios se ha evaluado la prevalencia de la demencia en los 3 primeros meses siguientes al inicio del ictus. En ellos se observó una frecuencia que oscilaba entre el 18,7% y el 21,2%, lo cual concuerda con nuestros resultados, a pesar de que se tratara de un contexto de base hospitalaria9 –13.

Aunque pareció mantenerse estable a lo largo del tiempo, el análisis multivariable puso de relieve que la prevalencia de la demencia post-ictus cambió en el segundo (1991 a 1996) y en el cuarto (2003 a 2008) periodos. De hecho, fue de la mitad y el doble, respectivamente, de la prevalencia observada en el primer periodo. Investigamos si estas tendencias podían ob-servarse también para la edad, el tratamiento previo al ictus, los subtipos de ictus, los factores de riesgo vascular y las ma-nifestaciones clínicas. No se observó ningún cambio a lo largo del tiempo en lo relativo a la edad en los pacientes evaluables, pero hubo un aumento de la edad en los sucesivos periodos de estudio en los pacientes no evaluables. Además, el ictus la-cunar y el tratamiento antihipertensivo se asociaron a una re-ducción significativa a lo largo del tiempo en la prevalencia de la demencia post-ictus. Las explicaciones teóricas de estos estudios pueden estar en los cambios de la prevalencia de la demencia previa al ictus, en la incidencia de demencia post-ictus y/o en la supervivencia tras el ictus. La reducción de la prevalencia de la demencia post-ictus en el segundo periodo (1991 a 1996), en comparación con el primero (1985 a 1990), puede explicarse por el hecho de que este periodo podría haber sido de transición. Según lo observado en el primer periodo, la prevalencia de pacientes no evaluables, debido principalmente a la muerte temprana, se mantuvo elevada (25%), y ello redujo el número de casos prevalentes que podrían haber presentado una demencia post-ictus si hubieran sobrevivido, sobre todo teniendo en cuenta que estos pacientes eran de mayor edad, te-nían una forma de presentación clínica más grave y tenían más factores de riesgo vascular, por lo que su riesgo de demencia era elevado. En paralelo con ello, la frecuencia de los trata-mientos preventivos previos al ictus, que se sabe que reducen el riesgo de demencia14,15, mostró un notable aumento duran-te este segundo periodo, y puede haber contribuido a reducir tanto la prevalencia de la demencia previa al ictus como la in-cidencia de la demencia post-ictus. En consecuencia, tanto el bajo número de casos prevalentes como la menor incidencia de demencia post-ictus pueden haber comportado una prevalencia significativamente inferior de demencia post-ictus.

Por el contrario, el tercer (1997 a 2002) y el cuarto (2003 a 2008) periodos se asociaron a una prevalencia inferior de pacientes no evaluables, debido a una disminución de la le-talidad temprana, posiblemente a causa de un mejor manejo agudo del ictus. La consecuencia puede haber sido un mayor número de casos prevalentes de demencia post-ictus. Ade-más, a diferencia del uso de anticoagulantes y antiagregantes plaquetarios, no se demostró que el uso de tratamientos para la hipertensión antes del ictus tuviera una tendencia lineal, sino que disminuyó durante los 2 últimos periodos, y ello

Tabla 2. Análisis multivariado de los factores predictivos de la demencia post-ictus

IC del 95% OR P

Periodo de tiempo

1,00

0,52 0,30 0,90 0,018

1,14 0,72 1,81 0,576

1,91 1,25 2,91 0,003

1,03 1,01 1,06 0,003

1,03 1,02 1,04 0,001

Subtipo de ictus

Edad (continuo)

Período de tiempo (continuo)

1,00

0,47 0,14 1,60 0,225

Ictus lacunar

1985–1990

1991–1996

1997–2002

2003–2008

Hemorragia intracerebral

Hemorragia subaracnoidea

7,24 4,13 12,69 0,000

Ictus lacunar (periodo 1991–1996)

10,01 3,16 31,75 0,000


5,86 1,92 17,86 0,005


Periodo 1997-2002

Periodo 1991-1996

Periodo 2003-2008

1,51 0,50 4,52 0,150

No lacunar 1,20 0,80 1,80 0,388

Indeterminado 1,17 0,53 2,60 0,701

Sexo masculino 1,17 0,97 1,42 0,098

Factores de riesgo vascular

Hipertensión 1,38 1,05 1,82 0,021

Diabetes

Hipercolesterolemia

1,26 0,98 1,64 0,074

0,76 0,60 0,96 0,023

Fibrilación auricular 1,29 1,02 1,63 0,036

Infarto de miocardio 1,35 1,06 1,72 0,016

AIT 1,28 0,97 1,68 0,077

Tratamientos previos al ictus

Antiagregantes plaquetarios

Tratamiento antihipertensivo

1,39 1,11 1,75 0,005

1,02 0,66 1,59 0,925

1,20 0,42 3,43 0,078

0,49 0,18 1,31 0,204

0,66 0,25 1,08 0,150

Hemiplejia 1,27 1,01 1,59 0,038

AIT indica ataque isquémico transitorio.


puede haber contribuido a aumentar la prevalencia de la de-mencia post-ictus.

Varios factores se asociaron de manera independiente al riesgo de demencia post-ictus: edad, hipertensión, fibrilación auricular, antecedentes de infarto de miocardio o hemiplejia al inicio. Estas asociaciones se han descrito anteriormente en la literatura, aunque con resultados contradictorios9,12,16–18. En su metanálisis, Pendlebury y Rothwell observaron que tanto la diabetes como la fibrilación auricular, pero no así la hiper-tensión ni la cardiopatía isquémica previa, se asociaron a la demencia post-ictus2. Además, estos autores identificaron que el ictus hemorrágico era un factor predictivo de la demencia post-ictus, mientras que el ictus lacunar se asociaba a un riesgo superior pero sin diferencia significativa (OR, 0,8; IC del 95%, 0,7 a 1,0; p = 0,09). Esto contrasta con nuestros resultados, que muestran que el ictus lacunar es un predictor potente de la demencia post-ictus, con una OR de aproximadamente 7. Esta asociación podría explicarse por el hecho de que los pacientes con ictus lacunar presentan con frecuencia muchas lesiones is-quémicas cerebrales asintomáticas, y se ha demostrado que los ictus silentes aumentan el riesgo de demencia post ictus. Otra explicación podría ser que estos pacientes sufran ya una de-mencia en el momento de la primera manifestación clínica de ictus, pero no podemos confirmar esta suposición, ya que no se registró la demencia previa al ictus.

Por último, la asociación negativa entre hipercolesterole-mia y demencia post-ictus debe interpretarse con precaución. De hecho, no pudimos incluir el tratamiento con estatinas en el análisis multivariable porque estos datos no se incluyeron en nuestro registro antes de 2006, y este tratamiento puede influir en el riesgo de demencia, aunque un metanálisis re-ciente ha sugerido que las estatinas no son eficaces en la pre-vención de la demencia19.

El principal punto fuerte de nuestro estudio es el uso de múltiples fuentes de información solapadas para identificar los ictus mortales y no mortales, tanto hospitalizados como no hospitalizados. No obstante, puesto que no se realizó un examen de detección sistemática en la población, no se re-gistraron los ictus no diagnosticados. Sin embargo, estos ca-sos son probablemente muy poco frecuentes y no afectaron a nuestros resultados. Además, a pesar del empleo de una me-todología constante para la identificación de los casos, es po-sible que las diferencias en la efectividad de la identificación de los casos influyeran en nuestros resultados. La evaluación de la demencia post-ictus se basó en los mismos criterios durante todo el periodo de estudio. Aunque los criterios del Manual Diagnóstico y Estadístico de los Trastornos Menta-les, tercera y cuarta ediciones, son menos específicos para el diagnóstico de la demencia vascular que otros criterios como los del National Institute of Neurological Disorders and Stroke–Association Internationale pour la Recherche et l’Enseignement en Neurosciences (NINDS-AIREN)20, el he-cho de que mantuviéramos la misma definición de la demen-cia post-ictus a lo largo de 24 años hizo posible analizar los cambios de la prevalencia a lo largo del tiempo.

Dado el diseño del estudio, la evaluación cognitiva de los pacientes se realizó durante el primer mes siguiente al ictus, lo cual es ciertamente una evaluación temprana. El tiempo trans-currido desde el ictus no se introdujo en nuestro modelo por-

que esos datos no constaban en nuestro registro. No se dispuso de datos relativos a la demencia a largo plazo porque no se realizó un seguimiento activo de los pacientes de manera sis-temática a lo largo de todo el periodo de estudio. Sin embargo, varios estudios han sugerido que los trastornos cognitivos tras la fase aguda del ictus se asocian a la demencia post-ictus a lar-go plazo, lo cual refleja probablemente una baja reserva cogni-tiva en pacientes con estos deterioros21,22. Además, el objetivo principal de este estudio fue evaluar las tendencias temporales de la demencia post-ictus, y puesto que la metodología de la identificación de los casos se mantuvo a lo largo del tiempo, podemos concluir que los cambios observados no estaban ses-gados. Además, no tuvimos en cuenta el estado cognitivo de los pacientes antes del ictus, y ello puede explicar por qué la prevalencia de la demencia post-ictus observada en nuestro es-tudio fue superior a la prevalencia del 7% al 12% descrita en los estudios de base poblacional en los que se excluyó a los pacientes con demencia previa al ictus23,24.

Otra limitación inherente al uso de la prevalencia como parámetro de medición es la relativa a la generalización de nuestros resultados. Esta limitación, denominada muestreo con sesgo de duración, deriva del hecho de que en los ca-sos de demencia post-ictus estarían sobrerrepresentados los pacientes que no fallecían durante el primer mes (pacientes evaluables) y estarían infrarrepresentados los pacientes que fallecían antes de ese plazo (pacientes no evaluables)25. Por último, aunque nuestro estudio abordó la mayor parte de las asunciones causales para investigar una hipótesis etiológica con un diseño transversal (población en un estado estable, ausencia de supervivencia selectiva, sin cambios en la du-ración media del parámetro de valoración, ausencia de cau-salidad inversa y direccionalidad temporal) preferimos in-terpretar nuestras medidas de la asociación con precaución, utilizando las OR de prevalencia en vez de las relaciones de densidad de incidencia26.

Como conclusión, este estudio resalta los cambios a lo lar-go del tiempo de la prevalencia de la demencia temprana tras un primer ictus, durante 24 años. Estos cambios pueden ex-plicarse por los factores determinantes concomitantes de la supervivencia y la incidencia, como el manejo del ictus y la medicación previa a éste.

Agradecimientos Damos las gracias al El Sr. Philip Bastable por la revisión del texto inglés.

Fuentes de financiación El Dijon Stroke Registry es financiado por el Instituto Francés de Vigilancia de Salud Pública (InVS) y el Inserm.

Declaraciones de conflictos de intereses Ninguna.

Bibliografía 1. Savva GM, Stephan BC; Alzheimer’s Society Vascular Dementia Sys-

tematic Review Group. Epidemiological studies of the effect of stroke onincident dementia: a systematic review. Stroke. 2010;41:e41–e46.










1. Savva GM, Stephan BC; Alzheimer’s Society Vascular Dementia Sys-tematic Review Group. Epidemiological studies of the effect of stroke onincident dementia: a systematic review. Stroke. 2010;41:e41–e46.











































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