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Jul 13, 2023

Asociaciones entre la duración del ciclo menstrual y la enfermedad por coronavirus... : Obstetricia y Ginecología

Alvergne, Alexandra PhD; Bonifacio, Emily MPH; Darney, Blair PhD, Maestría en Salud Pública; Shea, Amanda PhD; Weber, Kirsten PhD; Ventola, Cécile PhD; Vitzthum, Virginia J. PhD; Edelman, Alison MD, MPH Instituto de

Alvergne, Alexandra PhD; Bonifacio, Emily MPH; Darney, Blair PhD, Maestría en Salud Pública; Shea, Amanda PhD; Weber, Kirsten PhD; Ventola, Cécile PhD; Vitzthum, Virginia J. PhD; Edelman, Alison MD, MPH

Instituto de Ciencias Evolutivas, Universidad de Montpellier, Montpellier, Francia; la Escuela de Antropología y Etnografía de Museos, Universidad de Oxford, Oxford, Reino Unido; el Departamento de Obstetricia y Ginecología de la Universidad de Ciencias y Salud de Oregón y la Escuela de Salud Pública OHSU-PSU de Portland, Oregón; el Instituto Nacional de Salud Pública (INSP), Centro de Salud de la Población (CISP), Cuernavaca, Morelos, México; y Clue de BioWink GmbH, Berlín, Alemania.

Autor correspondiente: Alexandra Alvergne, PhD, Instituto de Ciencias Evolutivas, Universidad de Montpellier, Montpellier, Francia; [correo electrónico protegido].

La investigación presentada en esta publicación fue financiada por el Instituto Nacional de Salud Infantil y Desarrollo Humano (NICHD) Eunice Kennedy Shriver y la Oficina de Investigación sobre la Salud de la Mujer de los Institutos Nacionales de Salud - Suplemento NIH NICHD089957.

Divulgación de información financiera Kirsten Weber trabaja para Clue para BioWink y recibieron financiación de la subvención de Alison Edelman (suplemento NIH NICHD089957) para apoyar el proyecto. Virginia J. Vitzthum es consultora remunerada de Clue by BioWink, GmbH, Berlín, Alemania, durante los 36 meses anteriores (y desde 2017). La institución de Blair Darney recibe apoyo para la investigación de Merck/Organon. Blair Darney informa honorarios y financiación de viajes de la SFP y ACOG. Alison Edelman informa haber recibido honorarios y reembolsos de viajes de ACOG, OMS y CDC por las actividades del grupo de desarrollo de directrices. Alison Edelman también recibe regalías de Up to Date, Inc. Oregon Health & Science University (OHSU) recibe financiación para investigación de la Fundación OHSU, Merck, HRA Pharma, la Fundación Bill y Melinda Gates y los NIH, de los cuales Alison Edelman es la investigadora principal. Los otros autores no informaron ningún posible conflicto de intereses.

Los autores agradecen a todos los participantes por su tiempo en responder las encuestas.

Cada autor ha confirmado el cumplimiento de los requisitos de autoría de la revista.

Las revisiones por pares y la correspondencia de los autores están disponibles en https://links.lww.com/AOG/D313.

Este es un artículo de acceso abierto distribuido bajo los términos de la Licencia Creative Commons Atribución-No Comercial-Sin Derivados 4.0 (CCBY-NC-ND), donde está permitido descargar y compartir el trabajo siempre que esté debidamente citado. El trabajo no se puede modificar de ninguna manera ni utilizar comercialmente sin el permiso de la revista.

Evaluar si la enfermedad por coronavirus 2019 (COVID-19) se asocia con cambios en la duración del ciclo menstrual y, de ser así, cómo se compara con aquellas que reciben vacunación o ningún evento (control).

Realizamos un análisis de cohorte retrospectivo en el que analizamos datos de duración del ciclo rastreados prospectivamente de usuarios de una aplicación de seguimiento del período que también respondieron a una encuesta sobre los síntomas de COVID-19 y la vacunación. Restringimos nuestra muestra a usuarios de 16 a 45 años, con ciclos de duración normal (24 a 38 días) y un comportamiento de seguimiento regular durante los cinco ciclos alrededor de los síntomas de COVID-19 o la vacunación o un período de tiempo similar para aquellos que no experimentaron ningún evento (grupo de control). ). Calculamos el cambio dentro del usuario en la duración del ciclo (días) desde el promedio de tres ciclos consecutivos previos al evento (ya sea vacunación, enfermedad o ninguna de las dos; ciclos 1 a 3) hasta los ciclos del evento (ciclo 4) y posteriores al evento (ciclo 5). Utilizamos modelos de efectos mixtos para estimar la diferencia ajustada por edad y país en el cambio en la duración del ciclo entre los grupos.

Incluimos 6.514 usuarios de 110 países que representan 32.570 ciclos (síntomas de COVID-19: 1.450; vacunación contra COVID-19: 4.643; control: 421). La cohorte de COVID-19 experimentó un aumento ajustado de 1,45 días en la duración del ciclo durante el ciclo 4 (COVID-19) en comparación con sus tres ciclos previos al evento (IC del 95%: 0,86–2,04). El grupo vacunado experimentó un aumento ajustado de 1,14 días en la duración del ciclo durante el ciclo 4 (vacuna COVID-19) en comparación con su promedio previo al evento (IC del 95%: 0,60–1,69). El grupo de control (ni vacuna ni enfermedad) experimentó una disminución de 0,68 días (IC del 95%: −1,18 a −0,19) en un período de tiempo similar. Las pruebas post hoc no mostraron diferencias significativas en la magnitud de los cambios entre las cohortes de COVID-19 y de vacunación. En ambas cohortes, los cambios en la duración del ciclo desaparecieron en el ciclo posterior al evento.

Experimentar COVID-19 se asocia con un pequeño cambio en la duración del ciclo similar a la vacunación contra COVID-19. Estos cambios se resuelven rápidamente en el siguiente ciclo.

Experimentar la enfermedad por coronavirus (COVID-19) se asocia con un pequeño cambio en la duración del ciclo menstrual que es similar a la vacunación contra el COVID-19.

La pandemia de enfermedad por coronavirus de 2019 (COVID-19) ha revelado muchas lagunas de conocimiento importantes, en particular la falta de información sobre los posibles efectos de las vacunas y las infecciones en el ciclo menstrual.1–3 Cada vez se reconoce más que la menstruación es un tema de importancia crítica informado por las pacientes. resultado,4–6 en parte debido al escrutinio inicial realizado sobre la asociación de las vacunas COVID-19 y los trastornos del ciclo menstrual.7–15 Sin embargo, a medida que la prevalencia de COVID-19 ha aumentado, cada vez hay más informes de trastornos menstruales después de enfermedades respiratorias agudas graves. Se están produciendo síndrome de infección por coronavirus 2 (SARS-CoV-2)16,17 y con COVID-18 prolongado.

Se sabe que los sistemas inmunológico y reproductivo interactúan entre sí,19,20 y se observa una interrupción temporal del ciclo menstrual con infecciones agudas y episodios febriles. Sin embargo, la literatura previa sobre la asociación entre COVID-19 y los cambios en el ciclo menstrual es escasa e inconsistente, y está limitada por muestras pequeñas, sesgo de recuerdo, falta de grupos de comparación (no expuestos) o pequeños subgrupos de participantes con COVID-19.21–23

Los ciclos menstruales tienen su propia variabilidad inherente normal,24 lo que hace que sea particularmente difícil determinar si una exposición causa un cambio sin acceso a datos poblacionales recopilados prospectivamente antes y después de la exposición. De manera similar a trabajos anteriores,8–10 presentamos un análisis de datos de seguimiento del ciclo menstrual recopilados prospectivamente para evaluar si COVID-19 está asociado con cambios en la duración del ciclo. Comparamos los cambios intraindividuales en la duración del ciclo entre grupos: 1) un grupo con COVID-19, 2) un grupo vacunado con COVID-19 y 3) un grupo de control de participantes no vacunados que no informaron antecedentes de COVID-19.

Realizamos un análisis de cohorte retrospectivo de los datos del ciclo menstrual recopilados prospectivamente por los usuarios de la aplicación Clue de seguimiento del período, vinculados a datos de encuestas sobre la vacunación contra el COVID-19 y el estado de la enfermedad. El estudio recibió la autorización del Instituto Francés de Investigación para la Junta de Ética del Desarrollo (IRD CCERP), la Junta de Ética de la Universidad de Montpellier y los IRB de la Universidad de Ciencias y Salud de Oregón.

Solo los usuarios de entre 16 y 58 años con una cuenta registrada en la aplicación de seguimiento del período y que dieron su consentimiento para que sus datos seudonimizados se utilizaran con fines de investigación recibieron un mensaje en la aplicación para participar en la encuesta, "El período y la pandemia". La encuesta se distribuyó a los usuarios de la aplicación de seguimiento del período en los Estados Unidos, el Reino Unido, Canadá y Australia entre el 29 de noviembre de 2021 y el 8 de febrero de 2022, y luego a todos los usuarios de la aplicación de seguimiento del período con su aplicación configurada en inglés entre 19 de mayo de 2022 y 10 de agosto de 2022. Detuvimos la recopilación de datos cuando no se registraron nuevas entradas. El enlace a la encuesta fue visto por 3.310.221 usuarios y 443.134 hicieron clic en el enlace, lo que generó una tasa de clics del 13,4%, consistente con las tasas de respuesta típicas para encuestas dentro de la aplicación.

Después de dar su consentimiento para vincular su encuesta y los datos de su ciclo menstrual recopilados prospectivamente (a partir de 2019), los usuarios completaron las preguntas de la encuesta sobre su estado de vacunación contra el COVID-19 y las fechas de vacunación y su historial de COVID-19 (mes y año de aparición de los primeros síntomas). o fecha de un resultado positivo de la prueba), así como la edad, el índice de masa corporal (IMC, calculado como el peso en kilogramos dividido por la altura en metros al cuadrado) y el país de ubicación. Para evaluar las asociaciones independientes de la enfermedad y la vacunación con la duración del ciclo, creamos tres grupos: 1) un grupo de control, que incluye participantes sin antecedentes de vacunación contra COVID-19 ni de haber tenido COVID-19; 2) un grupo vacunado, que incluye participantes con antecedentes de vacunación contra la COVID-19 pero sin antecedentes de haber tenido COVID-19 y para quienes la primera vacuna se produjo en los primeros 38 días del ciclo y la segunda vacuna se produjo al menos 38 días después de la primera vacuna (para evitar los posibles efectos de una segunda dosis de vacuna); y 3) un grupo de COVID-19, que incluye participantes con antecedentes de haber tenido COVID-19 y que informaron no estar vacunados o estar vacunados al menos 76 días (es decir, dos ciclos de 38 días) después de la aparición de los síntomas de COVID-19.

Excluimos a las personas que informaron haber usado anticonceptivos hormonales en cualquier momento entre 2019 y el momento de la encuesta. Los datos sobre anticoncepción se obtuvieron de la encuesta, cuando estuvo disponible, o de los datos rastreados por los usuarios dentro de la aplicación durante el período del estudio. También excluimos a los usuarios mayores de 45 años, aquellos para quienes no había datos de ciclo disponibles, aquellos que no informaron su estado de vacunación y de COVID-19, y aquellos que dieron fechas inconsistentes o nulas para los síntomas o la vacunación de COVID-19. Eliminamos todos los ciclos marcados por los usuarios como anormales (n=10,788).

Se incluyeron usuarios con al menos cinco ciclos consecutivos. Para el grupo de control, seleccionamos los últimos tres ciclos de 2020 (ciclos 1 a 3) como ciclos artificiales previos al evento y dos ciclos posteriores al primer evento artificial, incluido el ciclo del evento (ciclo 4). El evento artificial fue el primer ciclo de 2021 que incluyó el 31 de enero de 2021, para reducir el sesgo de los casos asintomáticos y alinearse con el calendario de la mayoría de las vacunaciones. Utilizamos fechas alternativas (31 de octubre de 2019, 31 de enero de 2020 o 31 de octubre de 2020) en los análisis de sensibilidad. Para el grupo vacunado, incluimos tres ciclos previos a la vacuna (ciclos 1 a 3) y dos ciclos posteriores a la primera vacuna, incluido el ciclo de vacunación (ciclo 4). Para el grupo de COVID-19, incluimos tres ciclos anteriores a COVID (ciclos 1 a 3) y dos ciclos posteriores al primer COVID, incluido el ciclo de COVID (ciclo 4). Cuando se registró el mes, pero no el día, de aparición de los síntomas de COVID-19, tomamos el ciclo que más se superpuso con el mes durante el cual ocurrieron los síntomas de COVID-19. Para los tres grupos, excluimos a todos los participantes con ciclos promedio previos al evento fuera del rango de 24 a 38 días para la duración del ciclo.25 Para reducir la posibilidad de que los datos faltantes aumentaran la duración del ciclo del evento, excluimos a todos los participantes que no realizaron un seguimiento de al menos un síntoma de cualquier tipo cada 38 días en los 90 días posteriores al inicio del ciclo 4, por lo que la ausencia de sangrado en este periodo no puede atribuirse a la falta de adherencia al seguimiento (fig. 1).

Nuestra exposición principal fue la vacunación y el estado de la enfermedad autoinformados (es decir, grupo). Nuestro resultado principal fue el cambio dentro del usuario en la duración del ciclo (días) desde el promedio de tres ciclos previo al evento (ciclo 1-3) hasta el ciclo del evento (ciclo 4). Nuestro resultado secundario fue el cambio dentro del usuario en la duración del ciclo (días) desde el promedio de tres ciclos previo al evento (ciclo 1-3) hasta el primer posterior al evento (ciclo 5). Nuestro tercer resultado fue la proporción de usuarios que experimentaron un cambio clínicamente significativo en la duración del ciclo (más de 8 días) en los ciclos 4 y 5.25

Suponiendo una DE de 4 días y un tamaño de muestra mínimo de 421 por grupo, tuvimos más del 90 % de poder para detectar una diferencia no ajustada de 1 día dentro de cada individuo en la duración del ciclo en tres grupos, lo que redujo el nivel de significancia de 0,05 a 0,0125 a ajustar para múltiples resultados (Apéndice 1, disponible en línea en https://links.lww.com/AOG/D312). Todos los análisis se realizaron utilizando R 4.2.1.26 Comparamos los cambios individuales en la duración del ciclo entre el promedio previo al evento de tres ciclos (ciclos 1 a 3) y los ciclos 4 y 5 utilizando una prueba t bilateral. Determinamos valores atípicos utilizando el método de distancia de Cook y los excluimos para el análisis (Apéndice 2, disponible en línea en https://links.lww.com/AOG/D312). Creamos histogramas para comparar las distribuciones de los cambios en la duración del ciclo y comparamos la proporción de individuos que experimentaron un cambio clínicamente significativo en la duración del ciclo (8 días o más)25 utilizando las pruebas de χ2 de Pearson. Utilizamos modelos longitudinales multivariables de efectos mixtos para determinar la diferencia ajustada en el cambio en la duración del ciclo entre los grupos y trazamos los valores previstos. Los modelos contenían intersecciones y pendientes aleatorias a nivel individual y término de interacción entre el tiempo (promedio del ciclo previo al evento, ciclo del evento y ciclo posterior al evento) y grupo (control, COVID-19, vacunación contra el COVID-19). Todas las estimaciones se ajustaron por edad y país, y los valores de P se ajustaron para comparaciones múltiples utilizando una corrección de Bonferroni-Holm para controlar la tasa de error familiar. Se utilizó una prueba de diferencia honestamente significativa (HSD) de Tukey post hoc para evaluar la importancia de las diferencias entre pares de medias de grupo.

Los datos de edad y país estaban disponibles para toda la muestra seleccionada, pero faltaba información sobre el IMC (categorizado como bajo peso, peso normal, sobrepeso u obesidad) para la mayoría de los participantes (94,6%; Apéndice 3, disponible en línea en https://links. lww.com/AOG/D312). Para evitar reducir el poder estadístico, nuestro análisis de casos completo no incluyó el IMC como covariable. Luego imputamos datos sobre el IMC utilizando un enfoque de imputación múltiple,27 combinando imputación forestal aleatoria con coincidencia de medias predictiva (Apéndice 3, https://links.lww.com/AOG/D312), y realizamos un análisis de sensibilidad.

También exploramos si la vacunación antes de la aparición de los síntomas de COVID-19 mediaba alguna asociación entre COVID-19 y la duración del ciclo. Creamos un grupo adicional que incluía a participantes que informaron haberse vacunado al menos 3 meses antes de la aparición de los síntomas de COVID-19 y repetimos todos los pasos del análisis, incluida la eliminación de valores atípicos y el ajuste por edad y país (Apéndices 4 a 6, disponibles en línea en https:/ /links.lww.com/AOG/D312).

Realizamos tres análisis de sensibilidad para confirmar la solidez de nuestros hallazgos: 1) excluimos a las personas que informaron síntomas de COVID-19 después de noviembre de 2021 para descartar cualquier efecto de la onda Omicron (Apéndice 7, disponible en línea en https://links.lww .com/AOG/D312), 2) realizamos un análisis de sensibilidad que incluye datos imputados sobre el IMC (Apéndice 8, disponible en línea en https://links.lww.com/AOG/D312), y 3) cambiamos el momento de el ciclo artificial de COVID en el grupo de control (Apéndice 9, disponible en línea en https://links.lww.com/AOG/D312).

De 39.884 personas elegibles, 6.514 cumplieron los criterios de inclusión (Fig. 1). La muestra final del estudio incluyó a 6.514 participantes que representan 32.570 ciclos (cinco ciclos por individuo), incluidos 421 individuos en el grupo de control, 1.450 en el grupo con COVID-19 y 4.643 en el grupo vacunado con COVID-19 (Tabla 1). Los síntomas iniciales de COVID-19 ocurrieron entre el 1 de enero de 2020 y el 28 de junio de 2022, y las vacunas iniciales contra COVID-19 ocurrieron entre el 11 de diciembre de 2020 y el 26 de julio de 2022 (Apéndice 10, disponible en línea en https://links.lww .com/AOG/D312). Los tipos de vacunas incluidos fueron Pfizer-BioNTech, Oxford-AstraZeneca, CoronaVac/Sinovac, Covishield, Johnson & Johnson/Janssen, Moderna, Sinopharm y Sputnik V. Los participantes procedían de 110 países (Apéndice 11, disponible en línea en https://links. lww.com/AOG/D312), con la mayoría de los participantes provenientes de Estados Unidos (3237, 49,7%), Reino Unido (922, 14,1%), Alemania (324, 5,0%), Canadá (235, 3,6%), Francia (206, 3,2%) y Australia (206, 3,2%)

Los individuos del grupo de control experimentaron una disminución de 0,68 días en la duración del ciclo entre los ciclos 1 a 3 y el ciclo 4 (IC del 95 %: −1,18 a −0,19, p = 0,007). Los individuos del grupo vacunado experimentaron un aumento no ajustado de 1,14 días en la duración del ciclo durante el primer ciclo de vacunación en comparación con el promedio previo a la vacunación (Tabla 2, IC del 95 %: 0,63 a 1,66, P < 0,001). Los individuos de la cohorte de COVID-19 experimentaron un aumento no ajustado de 1,45 días en la duración del ciclo durante el primer ciclo de COVID en comparación con el promedio de sus tres ciclos anteriores a la COVID (Tabla 2, IC del 95 %: 0,89 a 2,02, P < 0,001). Una prueba Tukey HSD no reveló diferencias significativas entre los grupos vacunados y con COVID-19 (dif = 0,31; IC del 95 %: −0,05 a 0,67; P = 0,11), aunque ambos eran diferentes del grupo de control. El histograma superpuesto muestra una distribución del cambio de duración del ciclo en individuos en los grupos COVID-19 y vacunados que es aproximadamente equivalente a la del grupo de control, aunque ligeramente sesgada hacia la derecha en relación con la distribución de control (Fig. 2A). La proporción de personas que experimentaron un cambio clínicamente significativo en la duración del ciclo de más de 8 días entre el ciclo del evento y el promedio previo al evento fue del 6,9 % en el grupo de control, del 9,7 % en el grupo de COVID-19 y del 6,3 % en el grupo vacunado. . Después de aplicar una corrección de Bonferroni, esta proporción siguió siendo mayor para el grupo de COVID-19 (p < 0,001; apéndice 12, disponible en línea en https://links.lww.com/AOG/D312). En comparación con el grupo de control, después de ajustar por edad y país, el cambio en la duración del ciclo se mantiene en 1,45 días para la cohorte de COVID-19 (IC 95 %: 0,86–2,04; p < 0,001) y 1,14 días para la cohorte vacunada ( IC 95% 0,60-1,69, p < 0,001, tabla 2, figura 3A).

Los individuos de la cohorte de COVID-19 no experimentaron un aumento en la duración del ciclo no ajustado durante el primer ciclo posterior a COVID en comparación con los tres ciclos anteriores a COVID (Tabla 3, IC del 95 %: −0,12 a 0,96, P = 0,3). tampoco lo hicieron los individuos en el grupo de control (IC del 95%: −0,83 a 0,12, P = 0,3) o el grupo de vacunación (IC del 95%: −0,08 a 0,92, P = 0,3). El histograma superpuesto muestra una distribución del cambio de duración del ciclo en individuos en los grupos vacunados y con COVID-19 que es aproximadamente equivalente a la del grupo de control (Fig. 2B). La proporción de personas que experimentaron un cambio clínicamente significativo en la duración del ciclo de más de 8 días fue del 4,7% en el grupo de control, del 8,1% en el grupo de COVID-19 y del 6,9% en el grupo vacunado. Después de aplicar una corrección de Bonferroni, estas proporciones no fueron estadísticamente diferentes entre los grupos (P = 0,33; Apéndice 13, disponible en línea en https://links.lww.com/AOG/D312). Los cambios ajustados después del ciclo no fueron diferentes de los cambios no ajustados (Tabla 3, Fig. 3B).

Realizamos un subanálisis en una cohorte de personas vacunadas al menos 3 meses antes del inicio de la COVID-19 (n=2335). Los individuos de la cohorte experimentaron un aumento no ajustado de 1,02 días en la duración del ciclo de los tres ciclos previos a la vacunación en comparación con el primer ciclo posterior a COVID (IC del 95%: 0,50 a 1,54; p < 0,001) (Apéndice 5, https://links. lww.com/AOG/D312), que es inferior al cambio experimentado por aquellos en la cohorte no vacunada que tuvieron COVID-19 (1,44, IC 95 % 0,90–1,99, P < 0,001) (Apéndice 5, https:// links.lww.com/AOG/D312).

Una prueba Tukey HSD reveló una diferencia significativa entre el grupo de personas que tuvieron COVID-19 después de la vacunación y el grupo que solo recibió COVID (diferencia = −0,42, IC del 95 %: −0,85 a 0,0031, p ajustado = 0,05), pero no hubo diferencias entre el grupo solo vacunado y el grupo después de la vacunación con COVID-19 (diferencia = −0,17; IC del 95 %: −0,15 a 0,49, p ajustado = 0,52). El histograma superpuesto muestra una distribución del cambio de duración del ciclo en individuos en los grupos vacunados y con COVID-19 que es aproximadamente equivalente a la del grupo de control (Apéndice 4, https://links.lww.com/AOG/D312). En comparación con el grupo de control, después de ajustar por edad y país, el cambio en la duración del ciclo es de 1,02 días (IC 95 %: 0,47–1,57; p < 0,001) (Apéndice 5, https://links.lww.com/AOG /D312) para la cohorte que fue vacunada antes de experimentar COVID-19. No hay un aumento significativo en la duración del ciclo entre el promedio de los tres ciclos antes de la vacunación y el primer ciclo posterior a COVID (IC del 95 %: −0,52 a 0,50, P = 0,98) (Apéndice 6, https://links.lww. com/AOG/D312).

Después de eliminar los casos que ocurrieron durante el dominio de la variante Omicron (n=293), las estimaciones siguieron siendo las mismas (Apéndice 7, https://links.lww.com/AOG/D312). Cuando los datos imputados sobre el IMC se incluyeron en el modelo ajustado, las estimaciones se mantuvieron sin cambios (Apéndice 8, https://links.lww.com/AOG/D312). El uso de tiempos alternativos para el ciclo artificial de COVID en el grupo de control generó cambios significativos y similares (aumento de 0,82, 1,08 y 1,09 días) para el grupo de COVID-19, pero ningún cambio para el grupo de control y cambios similares para el grupo vacunado en algunos casos. pero no en todos los casos (Apéndice 9, https://links.lww.com/AOG/D312).

Evaluamos 32.570 ciclos de 6.514 personas para evaluar si el COVID-19 está asociado con cambios en la duración del ciclo menstrual y cómo dichos cambios podrían compararse con la vacunación contra el COVID-19 o un grupo de control. Entre las participantes no vacunadas que informaron tener COVID-19, encontramos un aumento de 1,45 días en la duración del ciclo menstrual en comparación con el promedio de duración de los tres ciclos previos al evento. Este cambio se resolvió rápidamente en el ciclo post-COVID. Encontramos un pequeño aumento similar en la duración del ciclo menstrual para la cohorte vacunada contra COVID-19 en comparación con el promedio de duración de los tres ciclos previos al evento, que también se resolvió rápidamente en el ciclo posterior a la vacunación. Aunque las diferencias entre los grupos vacunados y con COVID-19 fueron estadísticamente diferentes del grupo de control, no fueron significativamente diferentes entre sí. Los cambios en la duración del ciclo asociados con la COVID-19 y la vacunación durante el ciclo del evento fueron de magnitud pequeña y no clínicamente significativos a nivel poblacional, pero la proporción de personas que experimentaron un cambio clínicamente significativo de más de 8 días fue mayor para las personas con COVID. -19 que para aquellos en los grupos de vacunación o control. También descubrimos que la vacunación contra la COVID-19 al menos 3 meses antes de la aparición de los síntomas de la COVID-19 protegía los cambios en la duración del ciclo asociados con la COVID-19.

La literatura existente sobre los efectos de la COVID-19 en el ciclo menstrual es escasa y algo variable, pero la señal general parece ser consistentemente pequeña en magnitud. El Estudio de Salud de Enfermeras 3 no mostró asociaciones entre COVID-19 y los cambios en la duración del ciclo en un estudio prospectivo de 3.858 profesionales de la salud estadounidenses premenopáusicas.23 El uso en este estudio de datos autoinformados recopilados con un intervalo de 5 a 10 años1 probablemente obstaculice la resolución necesaria para detectar pequeños cambios. Estudios anteriores entre personas que dieron positivo en la prueba de infección por SARS-CoV-2 encontraron efectos mayores: entre el 15% y el 25% de las personas informaron cambios en sus ciclos menstruales después de la infección por SARS-CoV-2.16,28 Estos estudios probablemente sobrestimaron los efectos debidos a una falta de grupo de control y una mayor proporción de pacientes gravemente enfermos en las poblaciones de estudio.1 Sin embargo, un pequeño estudio de 73 mujeres, en su mayoría negras e hispanas, sugiere un efecto biológico que muestra una asociación significativa entre los anticuerpos de inmunoglobulina G y la percepción de la menstruación. irregularidades.22 Nuestros resultados se ven reforzados por el uso de ciclos menstruales monitoreados prospectivamente y un grupo de control, la exclusión de usuarias de anticonceptivos y el poder de detectar una diferencia de 1 día en la duración del ciclo.

Existen varias limitaciones en nuestro estudio. Primero, nos basamos en el autoinforme de los síntomas de COVID-19 de los usuarios de la aplicación o en un resultado positivo de la prueba, así como en las fechas de infección, enfermedad o vacunación. Sin embargo, se demostró que el autoinforme de un individuo sobre los síntomas de COVID-19 al principio de la pandemia, cuando realizamos la recopilación de datos, estaba altamente correlacionado con el COVID-19, y la mayoría de las personas tienen fácil acceso a las fechas de sus vacunas contra el COVID-19.29 ,30 Nuestra cohorte de control probablemente incluyó personas asintomáticas con COVID-19, que pueden ser similares a los controles en el sentido de que probablemente no experimenten alteraciones del ciclo menstrual. Un estudio reciente respalda esta suposición y muestra una asociación positiva entre la cantidad de síntomas de COVID-19 y los cambios en el ciclo menstrual.28 En segundo lugar, las variantes del SARS-CoV-2 pueden actuar de manera diferente en los ciclos menstruales y no tenemos datos biológicos para evaluar esta posibilidad. , aunque eliminar la onda Omicron más virulenta de nuestros datos no cambió los resultados. En tercer lugar, nuestros datos menstruales se basan en el comportamiento de seguimiento, y cualquier heterogeneidad en el comportamiento de seguimiento hace que sea difícil distinguir entre un efecto biológico real y un cambio en el comportamiento de seguimiento debido a una enfermedad. Abordamos este problema incluyendo solo rastreadores regulares (es decir, participantes que rastrearon cualquier síntoma en la aplicación en los 90 días posteriores al inicio del ciclo durante el cual se produjeron los síntomas o la vacunación). Aunque esto nos impide incluir a personas que simplemente se habían olvidado de realizar un seguimiento de sus ciclos, excluye a las personas que dejaron de realizar el seguimiento por completo debido a que tenían demasiados síntomas de COVID-19.

Tampoco tenemos información adicional sobre la educación, los ingresos o el origen étnico de esta cohorte, pero investigaciones anteriores que utilizaron una cohorte de usuarios de aplicaciones de seguimiento menstrual de los Estados Unidos muestran que la demografía de los encuestados refleja la población estadounidense más amplia.31 no puede explicar el estrés pandémico, pero se ha descubierto previamente que el ajuste por estrés pandémico no altera las asociaciones entre la duración del ciclo y la vacunación contra la COVID-19.23 No podemos comentar sobre cómo la COVID-19 o la vacunación afectan a las usuarias de anticonceptivos hormonales o a las personas con enfermedades ginecológicas. . Estudios previos sobre vacunación y duración del ciclo menstrual han demostrado que las asociaciones pueden ser pequeñas o nulas en individuos con trastornos ginecológicos.7–9,15

En resumen, aunque la proporción de personas que experimentaron un cambio clínicamente significativo en la duración del ciclo de más de 8 días fue mayor para aquellas con COVID-19, a nivel poblacional, experimentar COVID-19 se asoció con un cambio pequeño y temporal en el ciclo. duración similar a la de la vacuna COVID-19.