El presente estudio se realizó siguiendo las directrices de Preferred Reporting Items for Systematic Reviews and Meta-Analyses (PRISMA) y las recomendaciones para metaanálisis proporcionales, y se registró en PROSPERO (CRD42024621752)18–20. El objetivo fue examinar la prevalencia y las características clínicas del ACR-J en México. Se efectuó una búsqueda de artículos en PubMed y Web of Science hasta el 30 de septiembre de 2024, incluyendo la revisión de citas hacia adelante y hacia atrás. Las estrategias de búsqueda se detallan en la tabla suplementaria 1. Los resultados se gestionaron en Excel® 2021, eliminando duplicados de forma automática. Dos revisores independientes evaluaron títulos y resúmenes, resolviendo las discrepancias por consenso. Los criterios de inclusión fueron: 1) todo tipo de artículos, incluyendo resúmenes y carteles científicos, sobre ACR-J (diagnóstico ≤50 años) en México; 2) publicaciones en inglés o español; 3) datos provenientes de hospitales públicos o descentralizados, para asegurar representatividad; 4) adenocarcinoma confirmado histopatológicamente y con expedientes clínicos completos; 5) selección de la muestra más amplia en caso de estudios que abarcaran la misma población o periodo, y 6) estudios que contemplaran toda la región colorrectal. Los criterios de exclusión fueron: 1) estudios no pertinentes; 2) textos completos no disponibles; 3) ausencia de resúmenes; 4) datos inconsistentes; 5) poblaciones no mexicanas, y 6) muestras que no residieran en México.

Dos autores realizaron de manera independiente la extracción de datos utilizando formularios predefinidos. La información recopilada incluyó: autores, periodo del estudio, tipo de trabajo, región de México, tipo de CCR (esporádico, hereditario o todos), criterios de edad, número de casos de ACR-J y total de diagnósticos de CCR. Cuando estuvo disponible, también se registraron datos sobre distribución por sexo21, diagnóstico en etapa IV, localización rectal, grado histológico, antecedentes familiares y síndromes hereditarios (p. ej., síndrome de Lynch, poliposis adenomatosa familiar, síndrome de Peutz-Jeghers), tanto para los casos jóvenes y mayores (>50 años). La calidad metodológica y el riesgo de sesgo se evaluaron mediante la herramienta Prevalence Critical Appraisal Tool del Instituto Joanna Briggs, compuesta por 9 ítems con opciones de respuesta «sí», «no», «incierto» o «no aplicable». El riesgo de sesgo se estimó a partir del porcentaje de respuestas afirmativas, considerando representatividad de la muestra, métodos de reclutamiento, tamaño muestral, descripción del entorno y de los sujetos, medición de desenlaces, confiabilidad, análisis de datos, evaluación de subpoblaciones y ajuste por factores de confusión. Los estudios con 8-9 respuestas afirmativas se clasificaron como de alta calidad, con 5-7 como de calidad moderada, y con 0-4 como de baja calidad22,23.

Los estudios fueron elegibles para la síntesis cuantitativa si reportaban la prevalencia de ACR-J según grupos de edad o características clínicas, con al menos un estudio por subgrupo o desenlace. El metaanálisis se realizó mediante un modelo de efectos aleatorios con intervalos de confianza (IC) del 95% para considerar la variación entre estudios, asumiendo una distribución normal de las estimaciones de prevalencia24,25. La prevalencia de ACR-J se calculó como la razón entre los casos de ACR-J y el total de diagnósticos de ACR. Para corregir la inestabilidad de varianza en el metaanálisis de proporciones se aplicó la transformación arcoseno de la raíz cuadrada de Freeman-Tukey24,26. La heterogeneidad se evaluó mediante la estadística I2, con puntos de corte del 0, 25, 50 y 75%, que indicaron ausencia, baja, moderada y alta heterogeneidad, respectivamente27. Se realizaron análisis por subgrupos, metarregresiones y gráficos de burbuja para identificar las fuentes de heterogeneidad24. El sesgo de publicación se evaluó utilizando el índice de Luis Furuya-Kanamori (LFK) y los gráficos de Doi, dada su mayor sensibilidad, clasificando la asimetría como inexistente (±1), menor (>±1) o mayor (>±2)28,29. No se emplearon pruebas tradicionales como las de Egger y Begg para datos de prevalencia28,30. Los análisis estadísticos se llevaron a cabo con R (v4.2.0) y SPSS® (v25). Para las razones de momios no ajustadas en la comparación entre ACR-J y los pacientes mayores, se aplicó un modelo de efectos aleatorios por varianza inversa. En este análisis comparativo, el sesgo de publicación se evaluó mediante gráficos de embudo y las pruebas de Egger y Begg.

La aprobación ética no fue requerida para este estudio según el Comité de Ética del Hospital de la Mujer del estado de Sinaloa (CONBIOETICA-25-CEI-001-20190624), dado que se trata de una revisión sistemática y metaanálisis de datos previamente publicados. No se accedió ni se recopilaron datos individuales de pacientes.

Se identificaron un total de 1,299 registros (901 en PubMed y 398 en Web of Science). Tras eliminar 230 duplicados, se evaluaron 1,069 registros mediante los títulos y resúmenes, excluyéndose 1,025 por no ser relevantes. Se revisaron los textos completos de 44 trabajos, de los cuales se excluyeron 30. Finalmente, catorce estudios fueron incluidos en la revisión y metaanálisis (fig. 1), de los cuales 3 correspondieron a presentaciones tipo póster. Los estudios, realizados entre 1988 y 2022, se llevaron a cabo en hospitales de referencia de los estados más poblados de México: Ciudad de México (7), Jalisco (6) y Nuevo León (1). El número de casos confirmados de ACR osciló entre 30 y 3,553. Solo 3 estudios reportaron exclusivamente casos esporádicos. Los criterios de edad variaron: <30 años (un estudio), ≤40 años (4 estudios), <45 años (un estudio) y <50 años (8 estudios) (tabla 1). Seis estudios fueron calificados como de alta calidad y los restantes como de calidad moderada (tabla suplementaria 2).

Figura 1.

Diagrama de flujo de búsqueda y selección de artículos. En los casos en que los estudios compartían la misma muestra, se seleccionó aquel con mayor tamaño muestral.

Fuente: Page MJ, et al.20 La plantilla del diagrama de flujo está bajo licencia CC BY 4.0. Una copia de esta licencia puede consultarse en: https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/.

Cuatro estudios (incluyendo uno con 2 periodos) evaluaron ACR-J en individuos de ≤40 años, abarcando 4,357 casos, con una prevalencia combinada de 10% (IC 95%: 6-15%) y alta heterogeneidad (I2=92%; p<0.01). Ocho estudios analizaron ACR-J en los menores de 50 años, incluyendo 3,476 casos, con una prevalencia del 19% (IC 95%: 18-21%) y baja heterogeneidad (I2=6%; p=0.38) (fig. 2). Debido a datos limitados, no se realizó síntesis de prevalencia para los grupos <30 y <45 años.

Figura 2.

Diagrama de bosque de la proporción de adenocarcinoma colorrectal en pacientes jóvenes (ACR-J) en pacientes mexicanos ≤40 y <50 años. El diagrama de bosque compara la proporción de ACR-J en 2 grupos etarios: ≤40 años y <50 años. Cada cuadrado representa un estudio individual, y su tamaño es proporcional al peso del estudio. Las líneas horizontales (barras de error) indican los intervalos de confianza del tamaño del efecto, proporcionando una medida de la precisión de la estimación de cada estudio. La línea vertical representa el efecto nulo (sin diferencia entre grupos), y la estimación combinada se muestra como un diamante. Fuente: Charúa-Guindic L, et al.47 dividieron los periodos disponibles en su estudio en: (a) 1988-1997 y (b) 1998-2007.

La metarregresión evaluó el año de publicación, el año medio del periodo de estudio y la proporción por sexo como moderadores. Ninguno explicó la heterogeneidad en el grupo <50 años. Para el grupo ≤40 años, el año medio del estudio fue un moderador significativo (p <0.0001), explicando gran parte de la heterogeneidad (residual 29.83%; p=0.34). Un gráfico de burbuja (fig. 3) mostró una asociación positiva entre el año medio y la prevalencia de ACR-J, indicando un incremento de prevalencia a lo largo del tiempo.

Figura 3.

Gráfico de burbujas de la relación entre el año medio del periodo de estudio y la proporción de adenocarcinoma colorrectal en pacientes jóvenes (ACR-J) en el grupo de ≤40 años. Un gráfico de burbujas representa visualmente la relación entre el año medio del periodo de estudio y la proporción de ACR-J. Cada burbuja corresponde a un estudio, siendo el tamaño de la burbuja proporcional al impacto del tamaño del efecto en la estimación global. La línea de regresión evidencia una asociación positiva y significativa entre el año medio del periodo de estudio y el tamaño del efecto, lo que sugiere que los estudios realizados en años más recientes tienden a reportar proporciones más altas.

Fuente Charúa-Guindic L, et al.47 dividieron los periodos disponibles en su estudio en: (a) 1988-1997 y (b) 1998-2007.

El análisis por subgrupos según el tipo de CCR (todos vs. esporádicos) en el grupo <50 años no mostró diferencias significativas (p=0.52) (figura suplementaria 1). El riesgo de sesgo fue alto en el grupo ≤40 años (índice LFK=−5.05), principalmente debido a factores temporales, mientras que el grupo <50 años presentó menor riesgo de sesgo (índice LFK=−1.17).

Las características clínicas de ACR-J respecto a la proporción de masculinos, enfermedad en estadio IV y tumores moderadamente diferenciados (grado II) se reportaron en 5 estudios (tabla suplementaria 3). La información sobre tumores rectales estuvo disponible en 4 estudios, mientras que solo 3 incluyeron datos sobre síndromes hereditarios y antecedentes familiares. La proporción de masculinos fue del 52% (IC 95%: 49-56%; I2=0%; p=1.0), y el 53% presentó tumores moderadamente diferenciados (grado II) (IC 95%: 44-63%; I2=68%; p<0.01). La enfermedad metastásica en estadio IV estuvo presente en el 32% (IC 95%: 23-42%; I2=79%; p<0.01), y el 44% de los tumores se localizaron en el recto (IC 95%: 20-69%; I2=96%; p<0.01). Los síndromes hereditarios y los antecedentes familiares fueron menos frecuentes, con el 15% (IC 95%: 5-28%; I2=84%: p<0.01) y el 19% (IC 95%: 13-27%; I2=57%; p=0.10), respectivamente (Figura Suplementaria 2). El riesgo de sesgo fue significativo para estadio IV (LFK: -3.61), localización rectal (LFK: -2.07) y antecedentes familiares (LFK: 2.53), mientras que fue bajo o nulo para proporción de masculinos, grado II y síndromes hereditarios.

Tres estudios compararon el grado histológico III y el sexo masculino entre ACR-J y de los pacientes mayores. El ACR-J se asoció con mayor probabilidad de tumores poco diferenciados (OR: 1.42; IC 95%: 1.11-1.83; I2=0%; p=0.62), pero no se encontraron diferencias en la proporción de masculinos (OR: 0.96; IC 95%: 0.73-1.28; I2=0%; p=0.55) (tabla suplementaria 3). La metarregresión no identificó factores que explicaran la heterogeneidad. Los gráficos de embudo y las pruebas de Egger (t=0.94; p=0.51) y Begg (z=0.52; p=0.60) no evidenciaron sesgo para el grado III; las comparaciones por sexo masculino no se realizaron debido a la disponibilidad de solo 2 estudios.

El cáncer colorrectal constituye un importante problema de salud a nivel mundial, con una incidencia en aumento, especialmente entre poblaciones jóvenes31,32. En el presente metaanálisis, la prevalencia de ACR-J en México fue del 10% (IC 95%: 6-15%) en individuos ≤40 años y del 19% (IC 95%: 18-21%) en los menores de 50 años, superando estimaciones previas del 10% para el grupo <50 años13. La mayoría de los pacientes con ACR-J presentaron tumores moderadamente diferenciados (grado II), con diagnóstico frecuente en estadio IV y una alta proporción de localización rectal.

Los resultados obtenidos son consistentes con estudios internacionales que han documentado un incremento sostenido en la incidencia de ACR-J l31,32 y una mayor frecuencia de diagnóstico en etapas avanzadas y en el segmento rectosigmoideo33–36. Además, se confirma que los pacientes jóvenes tienen mayor probabilidad de presentar tumores poco diferenciados (grado III) en comparación con los de mayor edad, lo que coincide con observaciones previas y podría estar relacionado con un comportamiento biológico más agresivo35,37,38. Aunque se observó un ligero predominio masculino, no existió una asociación significativa con el sexo, lo que coincide con la literatura que sugiere una distribución equitativa entre varones y mujeres35,38,39.

La metarregresión mostró una asociación significativa entre el año medio del periodo de estudio y la prevalencia de ACR-J en el subgrupo de ≤40 años, evidenciando un incremento de la prevalencia a lo largo del tiempo (1988-2019). Esta tendencia no se observó en el grupo de <50 años, que abarcó un periodo más corto (2008-2022). El aumento puede reflejar un incremento real de la incidencia, posiblemente impulsado por factores ambientales, de estilo de vida o genéticos, dado que la mayoría de los individuos diagnosticados con cáncer colorrectal antes de los 50 años presentan síntomas, son diagnosticados en etapas avanzadas, con enfermedad esporádica y características más agresivas14,40,41. No obstante, la mejora en los métodos diagnósticos, una mayor concienciación, el acceso más amplio a la colonoscopia y la reducción de la edad de cribado (de 50 a 45 años) probablemente contribuyeron a mayores tasas de detección42. Los cambios en el acceso a la atención médica, políticas de salud y estándares de reporte también pueden influir en las tendencias de prevalencia y deben considerarse al interpretar los resultados43,44. Nuestros hallazgos sugieren que los factores ambientales y de estilo de vida podrían tener un peso mayor que la predisposición genética en la etiología de ACR-J. La prevalencia entre todos los casos y los casos esporádicos en individuos <50 años no mostró diferencias significativas.

Los síndromes hereditarios y los antecedentes familiares estuvieron presentes solo entre el 15 y el 19% de los pacientes, respectivamente, concordando con estudios previos que indican que la mayoría de los casos de ACR-J son esporádicos. Solo alrededor del 20% se vincula con síndromes genéticos como el síndrome de Lynch, lo que refuerza la necesidad de enfocarse en factores de riesgo modificables en poblaciones jóvenes39,45,46.

La principal fortaleza de este estudio radica en la síntesis exhaustiva de casi 8,000 casos de ACR-J provenientes de catorce estudios, constituyendo la primera revisión sistemática y metaanálisis centrados en este tema en México. Se proporciona información clínica valiosa, incluyendo distribución por sexo, estadio clínico al diagnóstico y grado histológico, empleando métodos robustos como metarregresión y análisis por subgrupos para explorar la heterogeneidad y las tendencias temporales. Al enfocarse en una población latinoamericana, esta revisión aborda un vacío crítico en la comprensión global de ACR-J, ofreciendo datos específicos de un país de ingresos medios en transición epidemiológica. Estos hallazgos son relevantes no solo para México, sino también para otros países que enfrentan un aumento en la prevalencia de ACR-J en el contexto de cambios en el estilo de vida, urbanización y acceso desigual a la atención médica. Entre las limitaciones de esta revisión se incluyen la variabilidad y el posible sesgo en la información reportada sobre estadios, localización tumoral y síndromes hereditarios entre los estudios. La heterogeneidad en los puntos de corte de edad y la ausencia de datos a nivel individual (por ejemplo, nivel socioeconómico, dieta y actividad física) pueden afectar la comparabilidad y generalización de los resultados. Además, las inconsistencias en la calidad de los datos y la falta de seguimiento longitudinal limitan las conclusiones sobre la progresión de la enfermedad y la supervivencia.

El incremento observado en la prevalencia de ACR-J subraya la necesidad urgente de implementar estrategias de detección temprana en adultos jóvenes. La frecuente presentación con tumores avanzados y poco diferenciados evidencia la naturaleza agresiva de ACR-J y la importancia de mantener una vigilancia clínica elevada. La proporción relativamente baja de síndromes hereditarios (15%) y antecedentes familiares (19%) refuerza el probable papel de factores ambientales y de estilo de vida modificables, un aspecto de creciente preocupación a nivel global. Se recomienda que futuras investigaciones profundicen en estos factores, optimicen herramientas de estratificación de riesgo y orienten estrategias de manejo personalizadas. Las intervenciones políticas deben abordar también las guías de cribado y la accesibilidad a la atención médica, especialmente en poblaciones con menor cobertura sanitaria.