Background:

the waist-to-hip ratio (WHR) is widely used to evaluate the association of abdominal obesity with myocardial infarction (MI).

Objective:

our aim was to determine whether WHR-associated risk provides a bias.

Methods:

a case-control study in 252 men. Stratification was used as an approach for removing bias effects. We created a baseline covariate (WHR0.95-0.99) from a new matched sample in the stratum between 0.95 and 0.99. This stratum coincides with the overlap area of the distribution, where all subjects have a similar propensity score. We considered other covariate (WHRS), conditioned on WHR < 1 and waist circumference (WC) being assigned a spurious risk. We hypothesized that subtracting hip circumference from WC (WHD) can be essential to observe the confounding effect provided by WHR.

Results:

BMI: AUC: 0.694, 95 % CI (0.628-0.760); OR: 3.8. WC: AUC: 0.743, 95 % CI (0.681-0.805); OR: 5.7. WHR: AUC: 0.798, 95 % CI (0.740-0.855); OR: 8.6. Waist-height ratio (WHtR): AUC: 0.782, 95 % CI (0.724-0.840); OR: 8.5. WHD: AUC: 0.204, 95 % CI (0.146-0.261); OR: 0.36. Prevalence in cases: WHR ≥ 0.95 (84.1 % vs. 38 %; OR: 8.6); WHR < 1 (36.3 % vs. 85.7 %; OR: 2.3); WHR ≥ 1 (63.4 % vs. 14.2 %; OR: 4.4); WC ≥ 94.4 (71.4 % vs. 30.1 %; OR: 5.7); WHD ≥ 2.2 (27.7 % vs. 75.3 %; OR: 7.9); WHRs (50 % vs. 25 %; OR: 2).

Conclusions:

WHR provides an association bias in MI cases. This can be extrapolated to other study populations. The bias is explained by a mathematical misconception where the protective effect of HC is overestimated concerning WC and height. The risk associated with WHR as higher than that associated with WC and WHtR entails anthropometric inconsistency and bias, to the extent of becoming epidemiologically false.

Antecedentes:

el índice cintura-cadera (ICC) se utiliza ampliamente para evaluar la asociación de la obesidad abdominal con el infarto de miocardio (IM).

Objetivo:

nuestro propósito era determinar si el riesgo asociado a la ICC produce sesgo.

Métodos:

estudio de casos y controles en 252 varones. Usamos la estratificación como criterio para eliminar los efectos del sesgo. Creamos una covariable basal (ICC0,95-0,99) para una nueva muestra emparejada en el estrato de valores entre 0,95 y 0,99. Este estrato coincide con el área común de solapamiento de la distribución de puntos, donde todos los sujetos tienen un índice de propensión similar. Consideramos otra covariable (ICCS) condicionada en ICC < 1 y una circunferencia de cintura (CC) donde la asignación de riesgo fuera espúrea. Hipotetizamos que restando CC del valor de la cadera se calculaba otra variable aritmética (DCC) que podría ser esencial para evidenciar el efecto de confusion que genera el ICC.

Resultados:

IMC: ABC: 0,694, IC 95 % (0,628-0,760); OR: 3,8. CC: ABC: 0,743, IC 95 % (0,681-0,805); OR: 5,7. ICC: ABC: 0,798, IC 95 % (0,740-0,855); OR: 8,6. Índice cintura-talla (ICT): ABC: 0,782, IC 95 % (0,724-0,840); OR: 8,5. DCC: ABC: 0,204, IC 95 % (0,146-0,261); OR: 0,36. Prevalencia en los casos: ICC ≥ 0,95 (84,1 % vs. 38 %; OR: 8,6); ICC < 1 (36,3 % vs. 85,7 %; OR: 2,3); ICC ≥ 1 (63,4 % vs. 14,2 %; OR: 4,4); CC ≥ 94,4 (71,4 % vs. 30,1 %; OR: 5,7); DCC ≥ 2,2 (27,7 % vs. 75,3 %; OR: 7,9); ICCs (50 % vs. 25 %; OR: 2).

Conclusiones:

el ICC produce un sesgo de asociación en los casos de IM. Ello puede extrapolarse a otras poblaciones de estudio. El sesgo se explica por un error de concepto matemático que sobreestima el efecto protector de la cadera con respecto a la CC y la altura. El riesgo asociado al ICC por encima del de la CC o el ICT presenta inconsistencia antropométrica y sesgo, llegando a ser epidemiológicamente falso.

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