Edad de emergencia y secuencias polimórficas de la dentición permanente en una muestra de población de Asturias

Plasencia,  Eliseo

Emergence age and polymorphic sequencies of the permanent dentition in a sample from Asturias, Spain

Plasencia, Eliseo*
García-Izquierdo, Fuensanta**
Puente-Rodríguez, Martín***

* Profesor Titular (Ortodoncia), Facultad de Medicina y Odontología de la Universidad de Valencia.
** Licenciada en Odontología.
*** Profesor Titular (Ortodoncia). Facultad de Odontología de la Universidad de Oviedo

 

Correspondencia

Eliseo Plasencia 
Facultad de Medicina y Odontología. 
Universidad de Valencia 
Clínica Odontológica 
Gascó Oliag 1 
46010 Valencia 
E-mail: eliseo.plasencia@uv.es

 

Resumen. Para este estudio sobre edad de emergencia se ha empleado una muestra seccional compuesta por 1.616 individuos del Área II de Asturias con dos objetivos principales. En primer lugar calcular la edad de emergencia de cada diente permanente, con exclusión de los terceros molares. En segundo averiguar la frecuencia de secuencias confrontando cada diente con cada uno de los restantes para detectar la existencia de secuencias polimórficas. Los hallazgos principales indican que la emergencia ocurre más tempranamente en el sexo femenino y que el primer diente en emerger es el I1i y el último el M2s en ambos sexos. Tres secuencias mostraron un dimorfismo sexual significativo. En concreto P2sCi, CiP1i y CiP2i. Finalmente hacemos una somera comparación de nuestros resultados con los de Fernández Rico (1983) realizado sobre población asturiana y dos recientes trabajos sobre dos poblaciones españolas.

Palabras clave: Edad de emergencia, Secuencias de erupción.

Abstract. A sample of 1.616 individuals, between 5 and 15 years of age, from the «Área II» of Asturias, has been employed in a cross-sectional study of dental emergence timing with two main objectives. The first one was to calculate the emergence age of each permanent tooth, excluding third molars. The second one was to find out the frequency of sequences confronting every tooth with each of the other teeth in order to detect possible polymorphic sequences. The main findings include that emergence occurs earlier in females and that the first tooth to erupt is the lower lateral incisor (I1i) and the last, the upper second molar (M2s) in both sexes. Three sequences showed a significant sexual dimorphism: P2sCi, CiP1i and CiP2i. Additionally, we compared our results with those of Fernández Rico (1983) on a population from Asturias and two recent similar studies on other populations from Spain.

Key words: Emergence age, Eruption sequences.

 

BIBLID [1138-123X (2005)10:1; enero-febrero 1-124]

Plasencia E, García-Izquierdo F, Puente-Rodríguez M. Edad de emergencia y secuencias polimórficas de la dentición permanente en una muestra de población de Asturias. RCOE 2005;10(1):31-42

 

Introducción

La dentición humana, como la de otros mamíferos, muestra dos juegos de dientes llamados dentición temporal o decidua y dentición permanente. Entre la dentición temporal completa y la dentición permanente hay un largo periodo, conocido como dentición mixta en el que suceden dos fenómenos. Por una parte la substitución de los dientes temporales por permanentes y por otra la aparición de dientes adicionales, los molares, que se sitúan a distal del segundo molar decidual. De modo que se pasa de una dentición de 20 dientes a otra de 32 con lo que se incrementa la capacidad masticatoria del individuo.

Todo el proceso de desarrollo de la dentición ocupa un lapso de tiempo considerablemente largo; desde antes del nacimiento hasta algo más de los 20 años de vida. En este tiempo, son dos los sucesos más llamativos: la formación y mineralización progresiva de los dientes y su aparición en la cavidad oral y puesta en función. De este conjunto de eventos, el más estudiado es el momento de emergencia, aquel en que el diente ha perforado la mucosa y es apreciable a la vista o al tacto con la sonda dental.

Tanto la mineralización como la erupción y emergencia son procesos continuos, aunque para su estudio suelen convertirse en sucesos discretos, que ocurren con una cronología y en una secuencia que tiene importancia como reflejo de una edad biológica y en cuanto a las posibilidades de que se establezca la mejor relación posible en la articulación entre las arcadas.

Sin embargo la determinación de la cronología de erupción o emergencia no es un problema tan sencillo como puede parecer a primera vista. Presenta varias dificultades importantes. La primera es que es un suceso que ocurre en un momento del tiempo nunca observado por el investigador. Es decir, cuando observamos que un diente ha emergido lo que sabemos es que lo ha hecho en algún momento anterior a la observación pero no sabemos el momento exacto, que generalmente se mide como edad del individuo en el momento de ocurrencia del suceso. Es decir, la información que obtenemos es que éste es el límite superior de un periodo de tiempo dentro del cual se ha producido la emergencia. Esto es así tanto si el estudio es longitudinal o semi–longitudinal como si es seccional. El límite inferior de ese periodo de tiempo se establece en los estudios longitudinales por la observación anterior en la que el diente no estaba todavía en boca y en los seccionales como la edad en la que a ningún individuo de la muestra le había erupcionado. Cuando un diente es observado en la boca consideramos que ha hecho emergencia. El suceso es valorado como una variable dicotómica, el diente no ha emergido o ha emergido, a pesar de que desde que hace aparición en la encía hasta que alcanza oclusión con los dientes de la arcada antagonista pasa un considerable lapso de tiempo. Esto hace que algunos de los métodos para averiguar cuando ocurrió la emergencia lleven a cifras que reflejan momentos diferentes de este lapso, de modo que los resultados de distintas metodologías no son realmente comparables sino que representan variables diferentes^1**.

La emergencia dentaria presenta una variabilidad amplia y se afecta por una serie de circunstancias ambientales como caries, perdida prematura de dientes temporales, problemas nutricionales, etc. Esto hace que se requieran muestras amplias para su estudio y sobre todo muestras que en cada grupo de edad cumplan una distribución determinada, generalmente distribución normal.

Para resolver estas dificultades se han empleado distintos métodos que revisaremos brevemente siguiendo fundamentalmente a Smith^1**. Destaquemos antes la importancia de la muestra y el método de obtención de los datos, longitudinal o seccional. Los estudios longitudinales tienen para este tipos de estudios el grave inconveniente del coste en tiempo y de la difícil corrección de la muestra. Sin embargo algunos aspectos de la cronología de erupción solo pueden ser eficazmente obtenidos en estudios longitudinales. Así son las secuencias de emergencia y otros aspectos que reflejen variaciones individuales^2*. Los estudios de tipo semi–longitudinal pueden ser una alternativa ventajosa.

Veamos los sistemas de obtención de cronologías que se han propuesto desde un criterio metodológico:

Funciones de distribución acumulativa

Básicamente se trata de que tenemos una edad o cota inferior en la que a ningún individuo le ha emergido el diente objeto de estudio, o ha aparecido el suceso de desarrollo que se está investigando, y una edad o cota superior en la que ha hecho emergencia en todos. Entre esa edad del 0% y la del 100% a medida que aumenta la edad aumentará el porcentaje de individuos que tienen el diente en la boca. Si hacemos un gráfico en la que vayamos marcando acumulativamente los porcentajes de casos con respuesta positiva, la edad que corresponda al 50% será la edad mediana.

Aunque la distribución se podría trazar gráficamente para estimar tendencias centrales y dispersión, lo usual es que se trace matemáticamente según distintos modelos que permitan también comparaciones entre muestras. El método de análisis probit es el más difundido pero otros como el de Kärber^3*, utilizado por Abarrategui, Gorritxo y Goiriena^4** (2000) y Hernández Juyol^5*, o la regresión logística llevan a los mismos resultados. Esencialmente lo que se obtiene es la probabilidad estimada de que el suceso haya ocurrido a una determinada edad.

En este método, los datos se utilizan como seccionales aunque el sistema de obtención haya sido longitudinal. Es decir, si de un individuo tenemos dos observaciones, por ejemplo a los 10 y a los 12 años, lo tratamos como si se tratase de dos individuos diferentes, uno de 10 y otro de 12 años. Esto puede afectar los resultados por el fenómeno de dependencia. Una presunción del método es la independencia de las observaciones, es decir que se considere una sola observación por individuo.

La composición de la muestra es muy importante en el sentido de que la distribución corresponda con el modelo. Los estudios seccionales tienen la ventaja de que la porción de la muestra que lo requiera puede ser corregida sin demasiada dificultad. Por ello los métodos que utilizan funciones de distribución acumulativa son considerados los mejores para la estimación de este tipo de datos.

Podemos encontrarnos con algunas situaciones en las que no es posible aumentar o corregir la muestra de modo tal que esté adecuadamente representado el intervalo de edad en el que ocurre la emergencia del diente de interés. Esto puede ocurrir con poblaciones de tamaño relativamente reducido per se como niños con síndrome de Down u otras discapacidades, individuos con agenesia, etc. En estos casos puede presentar ventajas utilizar otros métodos estadísticos como los análisis de supervivencia. Tal es el de Kaplan–Meier, no paramétrico, que no requiere presunciones sobre la distribución de la muestra y es aplicable a muestras pequeñas. Este método requiere datos longitudinales.

Otra manera de estimar la edad en que se alcanza el suceso en estudio es considerarla como el punto medio entre la edad del sujeto más mayor en el que no se ha alcanzado la emergencia y la del sujeto más joven en el que se ha producido. La dispersión debe estimarse con los sujetos intermedios por lo que si no hay suficiente muestra podemos tener dificultades para ello. Estos métodos no son frecuentes para la obtención de estos datos en humanos y los encontramos más en estudios de primatólogos^6**.

Promedio de edad en el momento en que se observó por primera vez la emergencia menos la mitad del intervalo entre las observaciones

Si a todos los individuos de la muestra pudiésemos observarlos continuamente, el estudio longitudinal de una muestra representativa y de tamaño adecuado de la que no perdiésemos elementos, sería el ideal para la estimación de la edad media de comienzo de la emergencia (o el inicio de cualquier otro evento de desarrollo). Sin embargo es difícil que estas condiciones se cumplan salvo en animales de crecimiento muy rápido. Las dificultades proceden de varios orígenes^1**.

En primer lugar de la longitud del intervalo entre observaciones. Cuando en una observación apreciamos que un diente ha emergido lo que sabemos es, como decíamos más antes, que la emergencia se ha producido en algún momento anterior. Esto crea dificultades, en especial cuando el intervalo entre exámenes es largo y cuando las etapas de desarrollo que estudiamos son pocas y espaciadas. El error es siempre sesgado y positivo; es decir, la edad de la primera observación de diente emergido es siempre posterior al momento de emergencia. Para corregir este sesgo lo habitual es restar a la edad en que se observó por primera vez el diente emergido la mitad del intervalo entre esa observación y la anterior. Dahlberg y Menegaz–Bock^7** y Carr⁸ mostraron que es una corrección adecuada y que los resultados que se obtienen son equiparables a los de estudios seccionales en los que se emplean funciones de distribución acumulativa.

La segunda dificultad es la distribución desigual de las edades de los individuos y la tercera los vacíos en los grupos de edad estudiados (la muestra estudiada no comprende la totalidad de los percentiles de emergencia del diente en cuestión). Estas dificultades son difíciles de corregir en un estudio longitudinal.

Edad media de los individuos con el diente emergido

Este método puede ser empleado en estudios seccionales y longitudinales. Lo que obtenemos es una edad posterior a la estimada con los métodos citados anteriormente dado que la edad de cada individuo no es la del momento de la emergencia sino la que tenía cuando el diente se observó en boca por primera vez. Si el estudio es longitudinal podemos hacer la corrección que hemos indicado en el apartado anterior, y de hecho pasamos a ese método, mientras que si es seccional no podemos hacer tal corrección. De modo que el estadístico que obtenemos representa una variable diferente a la «edad de inicio de la emergencia» que obteníamos con los sistemas analizados anteriormente y no comparable con ellos. Puede ser útil cuando el objetivo es construir bases de datos para predicción de edad. También cuando lo que se quiere averiguar es la diferencia en producirse un suceso, y no la edad en que el suceso comienza, entre distintos grupos. Así en el trabajo de Pahkala, Pahkala y Laine⁹, en el que el objetivo principal es encontrar el patrón de la diferencia en tiempo en producirse varias fases de la erupción entre individuos de los dos sexos, los autores dividen la erupción en cuatro grados: 0, diente no visible en la cavidad oral; 1: al menos una cúspide es visible; 2: toda la cara oclusal o la dimensión mesiodistal es visible; y 4: el diente está en oclusión o en el nivel oclusal si el antagonista no ha erupcionado. El estudio es seccional.

Los resultados de este método, como los del anterior, son muy sensibles a la estructura en edad de la muestra. Una buena estimación depende de la presencia en la muestra de todas las edades en que se alcance la emergencia y de que haya aproximadamente el mismo número de individuos en cada grupo de edad, dos condiciones difíciles de cumplir en estudios de desarrollo. Los vacíos o deficiencias en la estructura de los grupos de edad de la muestra conducen a sesgos en la estimación que pueden derivar en infra o sobreestimación. La edad estimada, en efecto, no puede ser menor que el individuo más joven o mayor que el individuo de más edad de los que muestran el diente emergido, lo que conduce al correspondiente sesgo de estimación. Esto ocurre con mayor probabilidad en los dientes de emergencia más temprana, en los que la tendencia es a la sobreestimación, y más tardía, en los que sería a la infraestimación, que es donde se suelen encontrar mayores deficiencias en la muestra.

Los dos objetivos principales de este trabajo son: por una parte estudiar el momento de emergencia, medido como edad a la que se inicia, de los elementos de la dentición permanente y por otra profundizar en el estudio de las secuencias de emergencia dentro de las posibilidades que existen en un estudio seccional. En este último aspecto el razonamiento empleado ya fue utilizado por uno de los autores (EP) en una comunicación que presentó en la 34 Reunión Anual de la SEDO (Lloret de Mar, 1988).

En el III Congreso de Antropología Biológica de España (Santiago de Compostela, 1983), se presentó, por Fernández Rico, un trabajo similar al nuestro realizado también sobre población asturiana. Han pasado alrededor de 20 años entre los dos estudios. Dada la similitud geográfica de las muestras podría mostrar tendencias seculares en las edades de emergencia. Por ello haremos una somera comparación entre los resultados de nuestro estudio y el de la citada autora. Junto a ello incluiremos la comparación con dos de los más recientes estudios sobre edades de emergencia realizados en poblaciones españolas; los de Abarrategui y cols^4** y el de Hernández Juyol^10**.

Material y método

Muestra y método para el cálculo de edades de emergencia

La muestra procede del Área II sanitaria o suroccidental de Asturias, una zona de amplia extensión geográfica (2.143 Km²) que comprende cinco concejos; en el mayor de ellos, Cangas del Narcea, se ubica el Hospital Comarcal «Carmen y Severo Ochoa» donde se realizaron las exploraciones dentales dentro de un Programa de Salud Bucodental al que se invitó a participar a toda la población escolarizada.

La población total del área es de unos 40.000 habitantes, de los cuales el 49,6% es población rural, mientras que el 50,4% de la misma se concentra en núcleos urbanos. Aunque no hemos encontrado datos estadísticos de la población del Área II que es infantil, hemos estimado, a partir de datos de la población de Asturias y de algunas de sus regiones, que entre un 7 y un 9,5% de la población se encuentra en el tramo de edad, de los 5 a los 15 años, comprendido en la presente investigación. Ello significa una población diana de entre 2800 y 3800 individuos, de los que un 51% son hombres.

Tras eliminar las observaciones repetidas de un mismo individuo, en algunos casos eran observaciones a distintas edades, casos sospechosos de agenesia (no se hicieron radiografías), discordancias extremas entre edad y número de dientes, errores de transcripción que no se pudieron corregir y situaciones patológicas, se llegó a 1.616 observaciones que se consideraron válidas, correspondientes a otros tantos individuos. El 50,93% eran del sexo masculino y el 49,07% del femenino. La distribución de la muestra por grupos de edad y sexo puede observarse en la tabla 1.

Para cada individuo se registró el sexo y para cada diente de la dentición permanente, excepto terceros molares, su presencia (1) o ausencia (0). La edad se calculó como edad decimal por medio de la función de diferencia entre fechas [(fecha de la observación-fecha de nacimiento)/365,2422]. Cada grupo de edad quedó definido, como es habitual en estudios de crecimiento, como la edad que da nombre al grupo menos 0,49 y más 0,50.

Los terceros molares se excluyeron por lo tardío de su emergencia y por la frecuencia de situaciones patológicas que impiden su erupción o la retrasan.

Para el cálculo de la edad de emergencia, en cada percentil o probabilidad de interés, de cada diente se utilizó la regresión logística con transformación logit de p. Cuando p es 0.5 (50%) la edad es la edad mediana.

En la que Ln (p/1-p) es el logaritmo neperiano de la probabilidad que se elija dividido por la probabilidad complementaria. El resto es como en cualquier ecuación de regresión.

En este trabajo x₁ es la edad a averiguar y x₂ el sexo. Este se codificó como 0 para las mujeres y 1 para los hombres; de este modo ß₂ se convierte el factor de corrección para la edad en los hombres dado que en el caso de sexo masculino el coeficiente se multiplica por 1, por lo que queda como está, y en del sexo femenino por 0 con lo que este elemento de la fórmula desaparece.

La desviación estándar aproximada puede calcularse como la diferencia entre el percentil 3 y el 97 dividido por 4.

Este método ya fue empleado por Catalá y cols^11* en 1993.

Método en el cálculo de la frecuencia de secuencias

La ordenación de los dientes según la edad mediana de emergencia nos informa de la secuencia modal pero no de la frecuencia en con que ocurre esta y, por tanto, la complementaría. La información válida para este objetivo en un estudio seccional como este, se obtiene al emparejar cada diente con todos los demás. En este emparejamiento resultan cuatro posibilidades de las que dos ofrecen información útil: diente A emergido y diente B no emergido (A1-B₀) y diente A no emergido y diente B emergido (A0-B₁)^12**.

El tamaño de las submuestras, grupo de casos que aportaban información válida en cada emparejamiento, varió en cada uno de ellos. En los casos que mostraron polimorfismo en las secuencias la media de n (número de casos válidos) fue de 89±30 en el sexo femenino y 80±28 en el masculino. Los tamaños mínimos fueron de 41 y 46 casos respectivamente.

El error en este tipo de estudio puede derivar de errores de transcripción, de la existencia inadvertida de agenesias y de la influencia de situaciones patológicas que adelanten o retrasen la emergencia de un determinado diente. Como se ha indicado más arriba se procuró eliminar de la muestra los casos sospechosos de pertenecer a estas categorías. Se estima que este error es inferior al 2%.

Como guía para la interpretación de la frecuencia de una determinada secuencia es útil la siguiente escala.

95 a 100% la secuencia ocurre siempre

0 a 5 % la secuencia no ocurre nunca

90 a 75 % polimorfismo raro

75 a 60 % polimorfismo frecuente

60 a 40% polimorfismo habitual

El dimorfismo sexual en las secuencias se comprobó con tests de Chi².

Método en la comparación con Fernández Rico^13**, Abarrategui y cols^4** y Hernández Juyol^10**

Fernández Rico^13** ofrece sus resultados en años y meses. Para la comparación la edad se ha convertido en decimal dando a cada mes el valor de 0,083 de año. Hemos utilizado los datos tal como aparecen en las tablas III y IV de su publicación.

Por otra parte se calculó el porcentaje de dimorfismo según la fórmula [(Edad media de Fernández Rico / Edad media del presente estudio) – 1)* 100].

Se ha intentado una comparación lo más gráfica posible.

En el caso de los otros dos estudios únicamente se ha hecho la comparación gráfica dado que la gran similitud en los resultados no justificaba otro enfoque.

Notación dentaria

Para la denominación de los dientes se ha empleado la notación antropológica en la que «I» significa incisivo, «C» canino, «P» premolar y «M» molar; el tipo dentro de cada clase morfológica se indica con el número de orden; el maxilar con la letra «s» para el superior e «i» para el inferior.

Resultados

Edades de emergencia de la dentición permanente

Las tablas 2 y 3 incluyen las edades de emergencia para distintos percentiles. El percentil 50 es la edad mediana.

El dimorfismo sexual se muestra en la figura 1 mediante el perfil del dimorfismo sexual.

No se encontró dimorfismo bilateral por lo que los datos que se ofrecen corresponden a la media entre el lado derecho y el izquierdo.

No se encontraron diferencias en la secuencia modal, la determinada por la ordenación de las edades medianas de emergencia, en el primer periodo de transición mientras que si existen en el segundo periodo transicional (véase la tabla 4). Es de notar que las diferencias vienen determinadas por la edad de emergencia de los caninos tanto superior como inferior.

Secuencias

La tabla 5 incluye los resultados de emparejar cada diente con todos los demás.

Las secuencias cuyas frecuencias mostraron diferencias estadísticamente significativas al comparar los sexos se muestran en la tabla 6.

En el primer periodo de recambio las secuencias son semejantes en los dos sexos. I1i, M1i y M1s mostraron polimorfismo frecuente o habitual y es muy raro que el resto de los dientes que aparecieran en este periodo, I1s, I2i e I2s emerjieran antes que los citados. Además entre ellos el polimorfismo es raro. El I2s fue siempre el último en hacer emergencia.

El segundo periodo de recambio es más complejo. Sin embargo, hemos encontrado que Ci, P1i y P1s hicieron emergencia antes que el resto, Cs, P2s, P2i, M2i y M2s, y que solo en un 13% de los casos algún diente de este segundo grupo hizo emergencia antes que alguno del primero. Esto permite separar los dos grupo para su estudio. En el primer grupo de dientes, en el caso del sexo femenino, el canino emerge antes que los primeros premolares y la secuencia de estos últimos mostró polimorfismo habitual. En el sexo masculino el polimorfismo habitual incluye los tres dientes citados.

En el caso del grupo integrado por el canino superior, los dos segundos premolares y los dos segundos molares, Cs y P2s y P2i la secuencia fue polimórfica en ambos sexos. El segundo molar inferior mostró polimorfismo frecuente con el P2i. El M2s apareció siempre en último lugar.

Comparación con el estudio de Fernández Rico y los de Abarrategui y Hernández Juyol

Los figuras 2 y 3, que incluyen las tablas de datos, muestran la comparación de los resultados para la edad mediana los citados estudios. Dada la similitud entre los resultados de Abarrategui y Hernández Juyol con el presente no se analizan las diferencias con mayor profundidad ya que se encuentran dentro de los límites del intervalo de confianza calculado por Hernández Juyol (2003). Por ello se puede afirmar que las diferencias no son estadísticamente significativas.

 

La figura 4 muestra el perfil del dimorfismo entre el estudio de Fernández Rico y el nuestro.

La tabla 7 presenta las diferencias absolutas en edad de emergencia entre el trabajo de Fernández Rico^13** y el presente estudio.

La fecha que se atribuye a nuestro estudio (2001) corresponde a la de toma de datos.

Discusión

El sistema de la regresión logística incluye una comprobación de la adecuación de los datos al modelo, que se cumplió en todos los casos. Esto nos permite considerar que las edades de emergencia obtenidas son fiables, aunque no se puede descartar una posible influencia de la estructura de la muestra en los tramos de edad inferiores. Smith^1** indicó que la edad de emergencia en los primeros dientes que erupcionan tiende a ser más baja cuanto más baja es la edad de los individuos más jóvenes de la muestra.

En lo que respecta al estudio de la frecuencia de secuencias, creemos que es la primera vez que se hace en una población española. El dato más llamativo, desde un punto de vista clínico, es que en el sexo femenino la secuencia Ci antes que P1i, que favorece el aprovechamiento del espacio de deriva, es más frecuente que en sexo masculino. Es interesante el hallazgo de algo similar a dos fases en el segundo periodo de transición.

La comparación con los resultados de Fernández Rico^13** ha conducido a resultados sorprendentes. Esperábamos una mayor similitud que la encontrada pero se observaron notables diferencias en las edades, en general más altas en el trabajo de Fernández Rico, y también en las secuencias modales que resultan difíciles de explicar con los datos disponibles. El que las edades de emergencia sean más avanzadas, incluso en el grupo de los molares, que en el presente trabajo descarta la posibilidad de que se deba a distinta prevalencia de caries, que hubiese adelantado la edad de emergencia. El método, del que solo indica que la edad de erupción se obtuvo por lógito, parece poder ser el mismo. El tamaño de la muestra fue de 2.178 individuos de entre 5 y 15 años, lo que parece descartar influencia por la composición de la muestra.

Estas diferencias podrían estar asociadas a diferencias metodológicas, lo que es una posibilidad que no se puede descartar. Sin embargo parece más probable que refleje la existencia de tendencia secular a una emergencia más temprana o a factores relacionados con el origen geográfico; la nuestra es una muestra de una zona concreta de Asturias mientras que la de Fernández Rico fue de toda Asturias, dentro de la cual hay, o había (comunicación personal de Fernández Rico), diferencias antropológicas notables.

Bibliografía recomendada

Para profundizar en la lectura de este tema, el/los autor/es considera/an interesantes los artículos que aparecen señalados del siguiente modo: *de interés **de especial interés.

1**. Smith BH. Standards of human tooth formation and dental age assessment. In Kelley MA, Larsen CS, eds. Advances in dental anthropology. New York: Wiley–Liss 1991;143-68.         [ Links ]
Se trata de una excelente revisión del significado y métodos de obtención de datos sobre el tema. De lectura obligada.

2*. Catalá M, Canut JA, Plasencia E. Evaluación crítica de los trabajos sobre cronología de erupción de la dentición temporal. Arch Odontoestomatol 1986;2:321-8.         [ Links ]
Revisa distintas metodologías empleadas en este tipo de trabajos.

3*. Hayes RL, Mantel N. Procedures for computing the mean age of eruption of human teeth. J Dent Res 1958;37:938-47.         [ Links ]
Es un trabajo clásico en este tema.

4**. Abarrategui I, Gorritxo B, Goiriena FJ. Edades medias de erupción para la dentición permanente. Rev Esp Ortod, 2000;30:23-9.         [ Links ]
De interés sobre todo por referirse a población española y por la calidad.

5*. Hernández Juyol M. Edades medias de erupción dentaria y método de Kärber (I) y (II) 2002; http://www.geodental.net/article-6235. html y 6277. Lo mismo que lo indicado para el trabajo anterior.        [ Links ]

6**. Kuykendall KL, Mahoney CJ, Conroy GC. Probit and survival analysis of tooth emergence ages in a mixed–longitudinal sample of chimpanzees (Pan troglodytes). Am J Phys Anthropol 1992;89:379-99.         [ Links ]
Propone un enfoque metodológico adecuado para muestras reducidas.

7**. Dahlberg AA, Menegaz–Bock RM. Emergence of the permanent teeth in Pima indian children. J Dent Res 1958;37:1123-40.         [ Links ]
Artículo clásico muy recomendable.

8. Carr LM. Eruption ages of permanent teeth. Aust Dent J 1962;7:367-73.        [ Links ]

9. Pahkala R, Pahkala A, Laine T. Eruption pattern of permanent teeth in a rural community in northeastern Finland. Acta Odontol Scand 1991; 49:341-9.        [ Links ]

10**. Hernández Juyol M. La erupción de la dentición permanente en Catalunya 2003; http://www.geodental.net/article-6649.html.         [ Links ]
Realizado sobre una población española.

11*. Catalá M, Canut JA, Barrachina C. Cronología de erupción de los dientes temporales: estudio seccional. Rev Esp Ortod 1993;23:109-14.         [ Links ]
Su metodología coincide con la nuestra.

12**. Smith BH, Garn SM. Polymorphisms in eruption sequence of permanent teeth in American Children. Am J Phys Anthropol 1987;74:289-303.         [ Links ]
Importante trabajo que muestra como podemos analizar las secuencias en un estudio seccional.

13**. Fernández Rico M. Estudio de la secuencia y de la cronología de erupción de los dientes permanentes, a excepción de los terceros molares, en una muestra de asturianos. Actas del III Congreso de Antropología Biológica (Santiago de Compostela) 1983;577-90.         [ Links ]
Formó parte de un estudio antropológico más extenso y sirve de comparación con el nuestro.