Edad de emergencia y secuencias polimórficas de la dentición permanente en

una muestra de población de AsturiasEmergence age and polymorphic sequencies of the permanent dentition in a sample from Asturias, Spain

RCOE, 2005, Vol 10, Nº1, 31-42

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

Resumen. Para este estudio sobre edad de emergencia se ha empleado una muestra sec-cional compuesta por 1.616 individuos del Área II de Asturias con dos objetivos principa-les. En primer lugar calcular la edad de emergencia de cada diente permanente, conexclusión de los terceros molares. En segundo averiguar la frecuencia de secuencias con-frontando cada diente con cada uno de los restantes para detectar la existencia desecuencias polimórficas. Los hallazgos principales indican que la emergencia ocurre mástempranamente en el sexo femenino y que el primer diente en emerger es el I1i y el últi-mo el M2s en ambos sexos. Tres secuencias mostraron un dimorfismo sexual significativo.En concreto P2sCi, CiP1i y CiP2i. Finalmente hacemos una somera comparación de nues-tros resultados con los de Fernández Rico (1983) realizado sobre población asturiana y dosrecientes 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 «ÁreaII» of Asturias, has been employed in a cross-sectional study of dental emergence timingwith two main objectives. The first one was to calculate the emergence age of each per-manent tooth, excluding third molars. The second one was to find out the frequency ofsequences confronting every tooth with each of the other teeth in order to detect pos-sible polymorphic sequences. The main findings include that emergence occurs earlier infemales and that the first tooth to erupt is the lower lateral incisor (I1i) and the last, theupper second molar (M2s) in both sexes. Three sequences showed a significant sexualdimorphism: P2sCi, CiP1i and CiP2i. Additionally, we compared our results with those ofFernández Rico (1983) on a population from Asturias and two recent similar studies onother populations from Spain.

Key words. Emergence age, Eruption sequences

* Profesor Titular (Ortodoncia), Facul-tad de Medicina y Odontología de laUniversidad de Valencia. ** Licenciada en Odontología.*** Profesor Titular (Ortodoncia).Facultad de Odontología de la Univer-sidad de Oviedo

Correspondencia Eliseo PlasenciaFacultad de Medicina y Odontología.Universidad de ValenciaClínica OdontológicaGascó Oliag 146010 ValenciaE-mail: eliseo.plasencia@uv.es

Plasencia,Eliseo

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

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

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IntroducciónLa dentición humana, como la de

otros mamíferos, muestra dos juegosde dientes llamados dentición tempo-ral o decidua y dentición permanente.Entre la dentición temporal completay la dentición permanente hay un lar-go periodo, conocido como denticiónmixta en el que suceden dos fenóme-nos. Por una parte la substitución delos dientes temporales por permanen-tes y por otra la aparición de dientesadicionales, los molares, que se sitúana distal del segundo molar decidual.De modo que se pasa de una denti-ción de 20 dientes a otra de 32 con loque se incrementa la capacidad masti-catoria del individuo.

Todo el proceso de desarrollo de ladentición ocupa un lapso de tiempoconsiderablemente largo; desde antesdel nacimiento hasta algo más de los20 años de vida. En este tiempo, sondos los sucesos más llamativos: la for-mación y mineralización progresiva delos dientes y su aparición en la cavidadoral y puesta en función. De este con-junto de eventos, el más estudiado esel momento de emergencia, aquel enque el diente ha perforado la mucosay es apreciable a la vista o al tacto conla sonda dental.

Tanto la mineralización como laerupción y emergencia son procesoscontinuos, aunque para su estudiosuelen convertirse en sucesos discre-tos, que ocurren con una cronología yen una secuencia que tiene importan-cia como reflejo de una edad biológicay en cuanto a las posibilidades de quese establezca la mejor relación posibleen la articulación entre las arcadas.

Sin embargo la determinación de lacronología de erupción o emergencia

no es un problema tan sencillo comopuede parecer a primera vista. Pre-senta varias dificultades importantes.La primera es que es un suceso queocurre en un momento del tiemponunca observado por el investigador.Es decir, cuando observamos que undiente ha emergido lo que sabemoses que lo ha hecho en algún momen-to anterior a la observación pero nosabemos el momento exacto, quegeneralmente se mide como edad delindividuo en el momento de ocurren-cia del suceso. Es decir, la informaciónque obtenemos es que éste es el lími-te superior de un periodo de tiempodentro del cual se ha producido laemergencia. Esto es así tanto si elestudio es longitudinal o semi–longi-tudinal como si es seccional. El límiteinferior de ese periodo de tiempo seestablece en los estudios longitudina-les por la observación anterior en laque el diente no estaba todavía enboca y en los seccionales como laedad en la que a ningún individuo dela muestra le había erupcionado.Cuando un diente es observado en laboca consideramos que ha hechoemergencia. El suceso es valoradocomo una variable dicotómica, eldiente no ha emergido o ha emergi-do, a pesar de que desde que haceaparición en la encía hasta que alcan-za oclusión con los dientes de la arca-da antagonista pasa un considerablelapso de tiempo. Esto hace que algu-nos de los métodos para averiguarcuando ocurrió la emergencia lleven acifras que reflejan momentos diferen-tes de este lapso, de modo que losresultados de distintas metodologíasno son realmente comparables sinoque representan variables diferen-tes1**.

La emergencia dentaria presentauna variabilidad amplia y se afecta poruna serie de circunstancias ambienta-les como caries, perdida prematura dedientes temporales, problemas nutri-cionales, etc. Esto hace que se requie-ran muestras amplias para su estudio ysobre todo muestras que en cada gru-po de edad cumplan una distribucióndeterminada, generalmente distribu-ción normal.

Para resolver estas dificultades sehan empleado distintos métodos querevisaremos brevemente siguiendofundamentalmente a Smith1**. Desta-quemos antes la importancia de lamuestra y el método de obtención delos datos, longitudinal o seccional. Losestudios longitudinales tienen paraeste tipos de estudios el grave incon-veniente del coste en tiempo y de ladifícil corrección de la muestra. Sinembargo algunos aspectos de la cro-nología de erupción solo pueden sereficazmente obtenidos en estudioslongitudinales. Así son las secuenciasde emergencia y otros aspectos quereflejen variaciones individuales2*. Losestudios de tipo semi–longitudinalpueden ser una alternativa ventajosa.

Veamos los sistemas de obtenciónde cronologías que se han propuestodesde un criterio metodológico:

Funciones de distribuciónacumulativa

Básicamente se trata de que tene-mos una edad o cota inferior en la quea ningún individuo le ha emergido eldiente objeto de estudio, o ha apare-cido el suceso de desarrollo que seestá investigando, y una edad o cotasuperior en la que ha hecho emergen-cia en todos. Entre esa edad del 0% yla del 100% a medida que aumenta la

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edad aumentará el porcentaje de indi-viduos que tienen el diente en la boca.Si hacemos un gráfico en la que vaya-mos marcando acumulativamente losporcentajes de casos con respuestapositiva, la edad que corresponda al50% será la edad mediana.

Aunque la distribución se podríatrazar gráficamente para estimar ten-dencias centrales y dispersión, lo usuales que se trace matemáticamentesegún distintos modelos que permitantambién comparaciones entre mues-tras. El método de análisis probit es elmás difundido pero otros como el deKärber3*, utilizado por Abarrategui,Gorritxo y Goiriena4** (2000) y Hernán-dez Juyol5*, o la regresión logística lle-van a los mismos resultados. Esencial-mente lo que se obtiene es la probabi-lidad estimada de que el suceso hayaocurrido a una determinada edad.

En este método, los datos se utili-zan como seccionales aunque el siste-ma de obtención haya sido longitudi-nal. Es decir, si de un individuo tene-mos dos observaciones, por ejemplo alos 10 y a los 12 años, lo tratamoscomo si se tratase de dos individuosdiferentes, uno de 10 y otro de 12años. Esto puede afectar los resulta-dos por el fenómeno de dependencia.Una presunción del método es la inde-pendencia de las observaciones, esdecir que se considere una sola obser-vación por individuo.

La composición de la muestra esmuy importante en el sentido de quela distribución corresponda con elmodelo. Los estudios seccionales tie-nen la ventaja de que la porción de lamuestra que lo requiera puede sercorregida sin demasiada dificultad. Porello los métodos que utilizan funcio-nes de distribución acumulativa son

considerados los mejores para la esti-mación de este tipo de datos.

Podemos encontrarnos con algu-nas situaciones en las que no es posi-ble aumentar o corregir la muestra demodo tal que esté adecuadamenterepresentado el intervalo de edad enel que ocurre la emergencia del dien-te de interés. Esto puede ocurrir conpoblaciones de tamaño relativamentereducido per se como niños con sín-drome de Down u otras discapacida-des, individuos con agenesia, etc. Enestos casos puede presentar ventajasutilizar otros métodos estadísticoscomo los análisis de supervivencia. Tales el de Kaplan–Meier, no paramétrico,que no requiere presunciones sobre ladistribución de la muestra y es aplica-ble a muestras pequeñas. Este méto-do requiere datos longitudinales.

Otra manera de estimar la edad enque se alcanza el suceso en estudio esconsiderarla como el punto medioentre la edad del sujeto más mayor enel que no se ha alcanzado la emergen-cia y la del sujeto más joven en el quese ha producido. La dispersión debeestimarse con los sujetos intermediospor lo que si no hay suficiente mues-tra podemos tener dificultades paraello. Estos métodos no son frecuentespara la obtención de estos datos enhumanos y los encontramos más enestudios de primatólogos6**.

Promedio de edad en elmomento en que se obser-vó por primera vez laemergencia menos la mi-tad del intervalo entre lasobservaciones

Si a todos los individuos de la mues-tra pudiésemos observarlos continua-mente, el estudio longitudinal de una

muestra representativa y de tamañoadecuado de la que no perdiésemoselementos, sería el ideal para la estima-ción de la edad media de comienzo dela emergencia (o el inicio de cualquierotro evento de desarrollo). Sin embar-go es difícil que estas condiciones secumplan salvo en animales de creci-miento muy rápido. Las dificultadesproceden de varios orígenes1**.

En primer lugar de la longitud delintervalo entre observaciones. Cuandoen una observación apreciamos queun diente ha emergido lo que sabe-mos es, como decíamos más antes,que la emergencia se ha producido enalgún momento anterior. Esto creadificultades, en especial cuando elintervalo entre exámenes es largo ycuando las etapas de desarrollo queestudiamos son pocas y espaciadas. Elerror es siempre sesgado y positivo; esdecir, la edad de la primera observa-ción de diente emergido es siempreposterior al momento de emergencia.Para corregir este sesgo lo habitual esrestar a la edad en que se observó porprimera vez el diente emergido lamitad del intervalo entre esa observa-ción y la anterior. Dahlberg y Mene-gaz–Bock7** y Carr8 mostraron que esuna corrección adecuada y que losresultados que se obtienen son equi-parables a los de estudios seccionalesen los que se emplean funciones dedistribución acumulativa.

La segunda dificultad es la distribu-ción desigual de las edades de los indi-viduos y la tercera los vacíos en losgrupos de edad estudiados (la mues-tra estudiada no comprende la totali-dad de los percentiles de emergenciadel diente en cuestión). Estas dificulta-des son difíciles de corregir en unestudio longitudinal.

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Edad media de los indivi-duos con el diente emergido

Este método puede ser empleadoen estudios seccionales y longitudina-les. Lo que obtenemos es una edadposterior a la estimada con los méto-dos citados anteriormente dado que laedad de cada individuo no es la delmomento de la emergencia sino laque tenía cuando el diente se observóen boca por primera vez. Si el estudioes longitudinal podemos hacer lacorrección que hemos indicado en elapartado anterior, y de hecho pasa-mos a ese método, mientras que si esseccional no podemos hacer talcorrección. De modo que el estadísti-co que obtenemos representa unavariable diferente a la «edad de iniciode la emergencia» que obteníamoscon los sistemas analizados anterior-mente y no comparable con ellos.Puede ser útil cuando el objetivo esconstruir bases de datos para predic-ción de edad. También cuando lo quese quiere averiguar es la diferencia enproducirse un suceso, y no la edad enque el suceso comienza, entre distin-tos grupos. Así en el trabajo de Pahka-la, Pahkala y Laine9, en el que el objeti-vo principal es encontrar el patrón dela diferencia en tiempo en producirsevarias fases de la erupción entre indivi-duos de los dos sexos, los autores divi-den 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 dimensiónmesiodistal es visible; y 4: el dienteestá en oclusión o en el nivel oclusal siel antagonista no ha erupcionado. Elestudio es seccional.

Los resultados de este método,como los del anterior, son muy sensi-bles a la estructura en edad de la

muestra. Una buena estimación de-pende de la presencia en la muestrade todas las edades en que se alcancela emergencia y de que haya aproxi-madamente el mismo número de indi-viduos en cada grupo de edad, doscondiciones difíciles de cumplir enestudios de desarrollo. Los vacíos odeficiencias en la estructura de losgrupos de edad de la muestra condu-cen a sesgos en la estimación quepueden derivar en infra o sobreesti-mación. La edad estimada, en efecto,no puede ser menor que el individuomás joven o mayor que el individuo demás edad de los que muestran el dien-te emergido, lo que conduce al co-rrespondiente sesgo de estimación.Esto ocurre con mayor probabilidaden los dientes de emergencia mástemprana, en los que la tendencia es ala sobreestimación, y más tardía, enlos que sería a la infraestimación, quees donde se suelen encontrar mayoresdeficiencias en la muestra.

Los dos objetivos principales deeste trabajo son: por una parte estu-diar el momento de emergencia,medido como edad a la que se inicia,de los elementos de la dentición per-manente y por otra profundizar en elestudio de las secuencias de emergen-cia dentro de las posibilidades queexisten en un estudio seccional. Eneste último aspecto el razonamientoempleado ya fue utilizado por uno delos autores (EP) en una comunicaciónque presentó en la 34 Reunión Anualde la SEDO (Lloret de Mar, 1988).

En el III Congreso de AntropologíaBiológica de España (Santiago deCompostela, 1983), se presentó, porFernández Rico, un trabajo similar alnuestro realizado también sobre po-blación asturiana. Han pasado alrede-

dor de 20 años entre los dos estudios.Dada la similitud geográfica de lasmuestras podría mostrar tendenciasseculares en las edades de emergen-cia. Por ello haremos una somera com-paración entre los resultados de nues-tro estudio y el de la citada autora.Junto a ello incluiremos la compara-ción con dos de los más recientesestudios sobre edades de emergenciarealizados en poblaciones españolas;los de Abarrategui y cols4** y el de Her-nández Juyol10**.

Material y métodoMuestra y método para elcálculo de edades de emer-gencia

La muestra procede del Área II sani-taria o suroccidental de Asturias, unazona de amplia extensión geográfica(2.143 Km2) que comprende cincoconcejos; en el mayor de ellos, Cangasdel Narcea, se ubica el Hospital Comar-cal «Carmen y Severo Ochoa» donde serealizaron las exploraciones dentalesdentro de un Programa de SaludBucodental al que se invitó a participara toda la población escolarizada.

La población total del área es deunos 40.000 habitantes, de los cualesel 49,6% es población rural, mientrasque el 50,4% de la misma se concentraen núcleos urbanos. Aunque no hemosencontrado datos estadísticos de lapoblación del Área II que es infantil,hemos estimado, a partir de datos dela población de Asturias y de algunasde sus regiones, que entre un 7 y un9,5% de la población se encuentra enel tramo de edad, de los 5 a los 15años, comprendido en la presenteinvestigación. Ello significa una pobla-

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ción diana de entre 2800 y 3800 indivi-duos, de los que un 51% son hombres.

Tras eliminar las observacionesrepetidas de un mismo individuo, enalgunos casos eran observaciones adistintas edades, casos sospechososde agenesia (no se hicieron radiogra-fías), discordancias extremas entreedad y número de dientes, errores detranscripción que no se pudieroncorregir y situaciones patológicas, sellegó a 1.616 observaciones que seconsideraron válidas, correspondien-tes a otros tantos individuos. El50,93% eran del sexo masculino y el49,07% del femenino. La distribuciónde la muestra por grupos de edad ysexo puede observarse en la tabla 1.

Para cada individuo se registró elsexo y para cada diente de la denticiónpermanente, excepto terceros mola-res, su presencia (1) o ausencia (0). Laedad se calculó como edad decimalpor medio de la función de diferenciaentre fechas [(fecha de la observa-ción-fecha de nacimiento)/365,2422].Cada grupo de edad quedó definido,

como es habitual en estudios de cre-cimiento, como la edad que da nom-bre al grupo menos 0,49 y más 0,50.

Los terceros molares se excluyeronpor lo tardío de su emergencia y porla frecuencia de situaciones patológi-cas que impiden su erupción o laretrasan.

Para el cálculo de la edad de emer-gencia, en cada percentil o probabili-dad de interés, de cada diente se uti-lizó la regresión logística con transfor-mación logit de p. Cuando p es 0.5(50%) la edad es la edad mediana.

Ln (p/1-p) = ß0 +ß1x1+…+ ßnxn

En la que Ln (p/1-p) es el logaritmoneperiano de la probabilidad que seelija dividido por la probabilidad com-plementaria. El resto es como en cual-quier ecuación de regresión.

En este trabajo x1 es la edad a ave-riguar y x2 el sexo. Este se codificócomo 0 para las mujeres y 1 para loshombres; de este modo ß2 se convier-te el factor de corrección para la edaden los hombres dado que en el casode sexo masculino el coeficiente se

multiplica por 1, por lo que quedacomo está, y en del sexo femeninopor 0 con lo que este elemento de lafórmula desaparece.

La desviación estándar aproximadapuede calcularse como la diferenciaentre el percentil 3 y el 97 divididopor 4.

Este método ya fue empleado porCatalá y cols11* en 1993.

Método en el cálculo de lafrecuencia de secuencias

La ordenación de los dientes segúnla edad mediana de emergencia nosinforma de la secuencia modal perono de la frecuencia en con que ocurreesta y, por tanto, la complementaría.La información válida para este objeti-vo en un estudio seccional como este,se obtiene al emparejar cada dientecon todos los demás. En este empare-jamiento resultan cuatro posibilidadesde las que dos ofrecen informaciónútil: diente A emergido y diente B noemergido (A1-B0) y diente A no emer-gido y diente B emergido (A0-B1)12**.

El tamaño de las submuestras,grupo de casos que aportaban infor-mación válida en cada emparejamien-to, varió en cada uno de ellos. En loscasos que mostraron polimorfismo enlas secuencias la media de n (númerode casos válidos) fue de 89±30 en elsexo femenino y 80±28 en el mascu-lino. Los tamaños mínimos fueron de41 y 46 casos respectivamente.

El error en este tipo de estudiopuede derivar de errores de transcrip-ción, de la existencia inadvertida deagenesias y de la influencia de situa-ciones patológicas que adelanten oretrasen la emergencia de un deter-minado diente. Como se ha indicadomás arriba se procuró eliminar de la

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Total % Total %Total % mujeres mujeres hombres hombres

5 o menos 79 4,89 39 4,92 40 4,866 años 235 14,54 115 14,50 120 14,587 años 233 14,42 116 14,63 117 14,228 años 187 11,57 92 11,60 95 11,549 años 243 15,04 119 15,01 124 15,0710 años 208 12,87 102 12,86 106 12,8811 años 240 14,85 114 14,38 126 15,3112 años 65 4,02 35 4,41 30 3,6513 años 29 1,79 14 1,77 15 1,8214 años 62 3,84 31 3,91 31 3,7715 o más 35 2,17 16 2,02 19 2,31Total 1616 100,00 793 100,00 823 100,00

Tabla 1. Composición de la muestra por grupos de edad y sexo

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muestra los casos sospechosos depertenecer a estas categorías. Se esti-ma que este error es inferior al 2%.

Como guía para la interpretaciónde la frecuencia de una determinadasecuencia es útil la siguiente escala.

95 a 100% la secuencia ocurresiempre

0 a 5 % la secuencia no ocurre nunca

90 a 75 % polimorfismo raro75 a 60 % polimorfismo

frecuente60 a 40% polimorfismo

habitualEl dimorfismo sexual en las secuen-

cias se comprobó con tests de Chi2.

Método en la comparacióncon Fernández Rico13**, Aba-rrategui y cols4** y HernándezJuyol10**

Fernández Rico13** ofrece sus resul-tados en años y meses. Para la com-paración la edad se ha convertido endecimal dando a cada mes el valor de0,083 de año. Hemos utilizado losdatos tal como aparecen en las tablasIII y IV de su publicación.

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

Se ha intentado una comparaciónlo más gráfica posible.

En el caso de los otros dos estudiosúnicamente se ha hecho la compara-ción gráfica dado que la gran similituden los resultados no justificaba otroenfoque.

Notación dentariaPara la denominación de los dien-

tes se ha empleado la notación antro-

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Diente p,03 p,05 p,25 p,50 p,75 p,95 p,97I1I 4,65 4,91 5,78 6,3 6,82 7,7 7,95M1I 4,49 4,82 5,92 6,59 7,25 8,35 8,68M1S 4,67 4,98 6,02 6,64 7,27 8,31 8,62I1S 5,63 5,88 6,73 7,24 7,75 8,6 8,85I2I 5,78 6,06 7 7,57 8,13 9,08 9,36I2S 6,13 6,47 7,63 8,32 9,02 10,17 10,51P1S 8,39 8,75 9,99 10,73 11,46 12,7 13,06CI 8,6 8,94 10,11 10,8 11,5 12,66 13

P1I 8,61 8,95 10,12 10,82 11,52 12,69 13,04P2S 9,1 9,46 10,72 11,47 12,22 13,48 13,85CS 9,11 9,5 10,83 11,62 12,41 13,74 14,13P2I 9,26 9,63 10,88 11,63 12,37 13,63 13,99M2I 9,68 10,01 11,14 11,82 12,5 13,63 13,96M2S 10,18 10,56 11,87 12,65 13,43 14,74 15,13

Tabla 2. Edades de emergencia en el sexo masculino. Orden de emergencia

Diente p,03 p,05 p,25 p,50 p,75 p,95 p,97I1I 4,41 4,67 5,54 6,07 6,59 7,46 7,72M1I 4,04 4,37 5,48 6,14 6,8 7,91 8,23M1S 4,31 4,62 5,67 6,29 6,92 7,96 8,27I1S 5,21 5,46 6,31 6,82 7,33 8,18 8,43I2I 5,39 5,66 6,61 7,18 7,74 8,69 8,97I2S 5,81 6,15 7,31 8 8,7 9,86 10,2CI 7,69 8,03 9,19 9,89 10,58 11,75 12,09

P1I 8,03 8,37 9,55 10,24 10,94 12,12 12,46P1S 8,03 8,4 9,63 10,37 11,11 12,35 12,71CS 8,45 8,84 10,16 10,95 11,75 13,07 13,46

P2S 8,72 9,09 10,34 11,09 11,84 13,1 13,47P2I 8,81 9,18 10,43 11,18 11,93 13,18 13,55M2I 9,22 9,55 10,68 11,36 12,04 13,17 13,5M2S 9,73 10,12 11,42 12,21 12,99 14,3 14,68

Tabla 3. Edades de emergencia en el sexo femenino. Orden de emergencia

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pológica en la que «I» significa incisi-vo, «C» canino, «P» premolar y «M»molar; el tipo dentro de cada clasemorfológica se indica con el númerode orden; el maxilar con la letra «s»para el superior e «i» para el inferior.

ResultadosEdades de emergencia dela dentición permanente

Las tablas 2 y 3 incluyen las edadesde emergencia para distintos percenti-les. El percentil 50 es la edad mediana.

El dimorfismo sexual se muestra enla figura 1 mediante el perfil del di-morfismo sexual.

No se encontró dimorfismo bilate-ral por lo que los datos que se ofrecen

corresponden a la media entre el ladoderecho y el izquierdo.

No se encontraron diferencias enla secuencia modal, la determinadapor la ordenación de las edadesmedianas de emergencia, en el pri-mer periodo de transición mientrasque si existen en el segundo periodotransicional (véase la tabla 4). Es denotar que las diferencias vienendeterminadas por la edad de emer-gencia de los caninos tanto superiorcomo inferior.

SecuenciasLa tabla 5 incluye los resultados de

emparejar cada diente con todos losdemás.

Las secuencias cuyas frecuenciasmostraron diferencias estadística-

mente significativas al comparar lossexos se muestran en la tabla 6.

En el primer periodo de recambiolas secuencias son semejantes en losdos sexos. I1i, M1i y M1s mostraron

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Figura 1. Perfil del dimorfismo sexual de la edad de emergencia. La fórmula empleada fue [(p50 femenino/p50 masculino) – 1) *100]. Orden de emergencia en sexo femenino.

Orden Femenino Masculino1 CI P1S2 P1I CI3 P1S P1I4 CS P2S5 P2S CS6 P2I P2I7 M2I M2I8 M2S M2S

Tabla 4. Secuencias, modales enambos sexos

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polimorfismo frecuente o habitual yes muy raro que el resto de los dien-tes que aparecieran en este periodo,I1s, I2i e I2s emerjieran antes que loscitados. Además entre ellos el poli-morfismo es raro. El I2s fue siempre elúltimo en hacer emergencia.

El segundo periodo de recambio esmás complejo. Sin embargo, hemos

encontrado que Ci, P1i y P1s hicieronemergencia antes que el resto, Cs,P2s, P2i, M2i y M2s, y que solo en un13% de los casos algún diente de estesegundo grupo hizo emergenciaantes que alguno del primero. Estopermite separar los dos grupo para suestudio. En el primer grupo de dien-tes, en el caso del sexo femenino, elcanino emerge antes que los primerospremolares y la secuencia de estosúltimos mostró polimorfismo habi-tual. En el sexo masculino el polimor-fismo habitual incluye los tres dientescitados.

En el caso del grupo integrado porel canino superior, los dos segundospremolares y los dos segundos mola-res, Cs y P2s y P2i la secuencia fuepolimórfica en ambos sexos. El segun-do molar inferior mostró polimorfis-mo frecuente con el P2i. El M2s apa-reció siempre en último lugar.

Comparación con el estu-dio de Fernández Rico ylos de Abarrategui y Her-nández Juyol

Los figuras 2 y 3, que incluyen lastablas de datos, muestran la compa-ración de los resultados para la edadmediana los citados estudios. Dada lasimilitud entre los resultados de Aba-rrategui y Hernández Juyol con elpresente no se analizan las diferen-cias con mayor profundidad ya quese encuentran dentro de los límitesdel intervalo de confianza calculadopor Hernández Juyol (2003). Por ellose puede afirmar que las diferenciasno son estadísticamente significati-vas.

La figura 4 muestra el perfil deldimorfismo entre el estudio de Fer-nández Rico y el nuestro.

La tabla 7 presenta las diferenciasabsolutas en edad de emergencia

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i1 i1 I2 I2 C C P1 P1 P2 P2 M1 M1 M2f m f m f m f m f m f m f

I1 99 99 100 100 100 100 100 100 12 11 100I2 1 1 99 99 99 100 99 99 1 1 100C 0 0 1 1 13 11 60 43 0 0 94

P1 0 0 2 0 87 89 97 94 0 0 98P2 0 0 1 1 40 57 3 6 0 0 90M1 88 89 99 99 100 100 100 100 100 100 100M2 0 0 1 1 6 10 2 2 10 8 0 0i1 99 98 100 100 100 100 100 100 100 100 75 75 100i2 16 15 95 94 100 100 100 100 100 100 5 5 100c 0 0 3 1 96 97 80 43 98 84 0 0 99

p1 0 0 2 1 86 90 58 42 91 86 0 0 99p2 0 0 0 0 38 47 14 9 44 40 0 0 90m1 91 90 99 98 100 100 100 100 100 100 68 56 100m2 0 0 0 0 25 28 2 3 56 44 0 0 89

Tabla 5. Tabla de secuencias completa

0

1

Frec. Frec. pSecuencia fem. masc. (FisherÕs exact)P2sCi 2,5 15 0,0009Cip1i 78,5 51,5 0,0019CiP2i 98 91 0,0294

Tabla 6. Secuencias cuya diferencia en frecuencia fueronestadísticamente significativas

en la comparación de sexos

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M2 i1 i1 i2 i2 c c p1 p1 p2 p2 m1 m1 m2 m2m f m f m f m f m f m f m f m

100 1 2 84 85 100 100 100 100 100 100 9 10 100 100100 1 1 5 6 97 99 98 99 100 99 1 2 100 10090 0 0 0 0 4 3 14 10 62 52 0 0 75 7298 0 0 0 0 20 58 42 57 86 91 0 0 98 9792 0 0 0 0 3 16 9 14 56 60 0 0 51 49100 25 25 95 95 100 100 100 100 100 100 32 44 100 100

0 0 0 0 1 2 1 2 10 7 0 0 11 13100 99 99 100 100 100 100 100 100 62 73 100 100100 1 1 100 100 100 100 100 100 4 6 100 10098 0 0 0 0 78 51 98 91 0 0 98 9698 0 0 0 0 22 49 97 94 0 0 93 9493 0 0 0 0 2 9 3 6 0 0 65 67

100 38 27 96 94 100 100 100 100 100 100 100 10087 0 0 0 0 2 4 7 6 35 33 0 0

La secuencia entre dos dientes determinados se lee del siguiente modo: si se busca la secuencia diente A 1(emergido) con diente B no emergido, se busca el primero de ellos en el eje horizontal y el segundo en el ver-tical. Para la frecuencia complementario, al contrario.

Figura 2. Comparación entre el estudio de Fernández Rico, el de Abarrategui, el de Hernández Juyol y el presente en el sexo feme-nino que incluye la tabulación de las edades medianas.

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Figura 3. Comparación entre el estudio de Fernández Rico, el de Abarrategui, el de Hernández Juyol y el presente en el sexo mas-culino que incluye la tabulación de las edades medianas.

Figura 4. Perfil del dimorfismo entre el estudio de Fernández Rico y el presente.

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entre el trabajo de Fernández Rico13** yel presente estudio.

La fecha que se atribuye a nuestroestudio (2001) corresponde a la detoma de datos.

DiscusiónEl sistema de la regresión logística

incluye una comprobación de la ade-cuación de los datos al modelo, quese cumplió en todos los casos. Estonos permite considerar que las eda-des de emergencia obtenidas son fia-bles, aunque no se puede descartaruna posible influencia de la estructu-ra de la muestra en los tramos deedad inferiores. Smith1** indicó que laedad de emergencia en los primerosdientes que erupcionan tiende a sermás baja cuanto más baja es la edadde los individuos más jóvenes de lamuestra.

En lo que respecta al estudio de lafrecuencia de secuencias, creemosque es la primera vez que se hace enuna población española. El dato másllamativo, desde un punto de vista clí-nico, es que en el sexo femenino lasecuencia Ci antes que P1i, que favo-rece el aprovechamiento del espaciode deriva, es más frecuente que ensexo masculino. Es interesante elhallazgo de algo similar a dos fases enel segundo periodo de transición.

La comparación con los resultadosde Fernández Rico13** ha conducido aresultados sorprendentes. Esperába-mos una mayor similitud que la

encontrada pero se observaron nota-bles diferencias en las edades, engeneral más altas en el trabajo de Fer-nández Rico, y también en las secuen-cias modales que resultan difíciles deexplicar con los datos disponibles. Elque las edades de emergencia seanmás avanzadas, incluso en el grupo delos molares, que en el presente traba-jo descarta la posibilidad de que sedeba a distinta prevalencia de caries,que hubiese adelantado la edad deemergencia. El método, del que soloindica que la edad de erupción seobtuvo por lógito, parece poder ser elmismo. El tamaño de la muestra fuede 2.178 individuos de entre 5 y 15años, lo que parece descartar influen-cia por la composición de la muestra.

Estas diferencias podrían estar aso-ciadas a diferencias metodológicas, loque es una posibilidad que no se pue-de descartar. Sin embargo parece másprobable que refleje la existencia detendencia secular a una emergenciamás temprana o a factores relaciona-dos con el origen geográfico; la nues-tra es una muestra de una zona con-creta de Asturias mientras que la deFernández Rico fue de toda Asturias,dentro de la cual hay, o había (comu-nicación personal de Fernández Rico),diferencias antropológicas notables.

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

Dif. Dif.Diente femenino masculino

I1s 0,68 0,59I2s 0,66 0,68Cs -0,2 -0,12

P1s -0,04 0,02P2s 0,57 0,53M1s 0,88 0,86M2s 0,62 0,43I1i 1,35 1,36I2i 1,32 1,18Ci 0,86 0,2

P1i 0,42 0,09P2i 0,65 0,37M1i 1,03 0,74M2i 1,22 1,01

Sólo en los casos de signo negativolas edades encontradas en nuestroestudio son más altas que las delestudo de Fernández Rico.

Tabla 7. Diferencias en valoresabsolutos entre las edades

medianas del estudio de Fernández Rico y el presente

1**. Smith BH. Standards of human tooth for-mation and dental age assessment. InKelley MA, Larsen CS, eds. Advances indental anthropology. New York: Wiley–Liss1991;143-68.

Se trata de una excelente revisión del significa-do y métodos de obtención de datos sobre eltema. De lectura obligada.

2*. Catalá M, Canut JA, Plasencia E. Evaluacióncrítica de los trabajos sobre cronología de

erupción de la dentición temporal. ArchOdontoestomatol 1986;2:321-8.Revisa distintas metodologías empleadas eneste tipo de trabajos.

3*. Hayes RL, Mantel N. Procedures for compu-

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ting the mean age of eruption of humanteeth. J Dent Res 1958;37:938-47.Es un trabajo clásico en este tema.

4**. Abarrategui I, Gorritxo B, Goiriena FJ. Edadesmedias de erupción para la dentición perma-nente. Rev Esp Ortod, 2000;30:23-9.De interés sobre todo por referirse a poblaciónespañola y por la calidad.

5*. Hernández Juyol M. Edades medias de erup-ción 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.

6**. Kuykendall KL, Mahoney CJ, Conroy GC.Probit and survival analysis of tooth emer-gence ages in a mixed–longitudinal sample ofchimpanzees (Pan troglodytes). Am J PhysAnthropol 1992;89:379-99.

Propone un enfoque metodológico adecuadopara muestras reducidas.

7**. Dahlberg AA, Menegaz–Bock RM. Emergen-ce of the permanent teeth in Pima indianchildren. J Dent Res 1958;37:1123-40.Artículo clásico muy recomendable.

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

9. Pahkala R, Pahkala A, Laine T. Eruption patternof permanent teeth in a rural community innortheastern Finland. Acta Odontol Scand1991; 49:341-9.

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

11*. Catalá M, Canut JA, Barrachina C. Cronologíade erupción de los dientes temporales: estu-

dio seccional. Rev Esp Ortod 1993;23:109-14.Su metodología coincide con la nuestra.

12**. Smith BH, Garn SM. Polymorphisms ineruption sequence of permanent teeth inAmerican Children. Am J Phys Anthropol1987;74:289-303.Importante trabajo que muestra como pode-mos analizar las secuencias en un estudio sec-cional.

13**. Fernández Rico M. Estudio de la secuenciay de la cronología de erupción de los dientespermanentes, a excepción de los tercerosmolares, en una muestra de asturianos. Actasdel III Congreso de Antropología Biológica(Santiago de Compostela) 1983;577-90.Formó parte de un estudio antropológico másextenso y sirve de comparación con el nues-tro.

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