Objetivo. Analizar la frecuencia de utilización de consultas de AP por población anciana, así como el efecto del número y tipo de patologías crónicas padecidas por el sujeto sobre dicha utilización.
Material y métodos. Se seleccionaron 3 centros de salud de Granada capital, y un cupo médico de cada uno, incluyéndose todos los sujetos mayores de 65 años adscritos a los mismos durante 1990-1994, ambos inclusive, un total de 711. De la historia clínica se obtuvo el número de visitas y enfermedades crónicas registradas. La variable de efecto, «media de consultas anuales» (MCA) durante el período de estudio, se analizó mediante ANOVA y regresión lineal múltiple.
Resultados. La MCA fue de 5,79 (DE=4,20), rango de 0-27 consultas. Se observaron MCA significativamente mayores para los ancianos adscritos al Centro de Salud de Doctores (p<0,001), el sexo femenino (p<0,05) y la presencia de cualquiera de las patologías consideradas (p<0,01), excepto la demencia. Se encontró relación entre el número de comorbilidades y la MCA (p<0,001). En el análisis de regresión múltiple escalonada, el número de comorbilidades, primera variable incorporada al modelo, explicó el 33% de la variabilidad en la utilización.
Conclusiones. El número de patologías crónicas determina fuertemente la utilización de consultas de AP por los ancianos, independientemente del tipo de enfermedad.
Objective. To analyse how often elderly people attend Primary Care (PC) consulting rooms and how attendance is affected by the number and kind of chronic pathologies those elderly people suffer.
Setting. A medical list from each of three Health Centres in the city of Granada was chosen.
Patients. All those over 65 registered on these lists from 1990 to 1994 inclusive, 711 people in total, were included. The number of attendances and chronic illnesses were obtained from the Clinical Records. The outcome variable «Mean Annual Consultations» (MAC) over the study period was analysed by ANOVA and multiple linear regression.
Results. MAC was 5.79 (SD 4.20), with a range from 0 to 27 consultations. MACs were significantly higher among the elderly registered at the Doctors' Health Centre (p < 0.001), among women (p < 0.05) and for the presence of any of the pathologies under consideration (p < 0.01) except dementia. A relationship was found between the number of comorbidities and MAC (p < 0.001). In the scaled multiple regression analysis, the number of comorbidities, the first variable introduced into the model, explained 33% of variability in use.
Conclusions. The number of chronic pathologies strongly determines elderly people's attendance at PC consulting rooms, independently of the kind of illness they suffer from.
Introducción
El estudio de la utilización de servicios sanitarios cobra interés desde que a mediados de los años ochenta se comprueba en distintos países cómo el aumento del gasto sanitario no se acompaña de una mejora proporcional en el estado de salud de los ciudadanos, pero sí de un incremento en el uso que éstos realizan de los servicios de salud1.
Un factor que influye en el aumento de la utilización es el envejecimiento de las poblaciones. En España, la proporción de individuos mayores de 65 años se sitúa en torno al 13%2; esta población es la que genera mayor demanda médico-asistencial3,4, con un consumo aproximado del 30% del total de recursos sanitarios4-10. Además, existen evidencias de que la utilización en dicho colectivo no se reparte de manera homogénea: una pequeña proporción de los ancianos absorbe la mayor parte de las visitas efectuadas11,12. Esto hace especialmente interesante el estudio de la utilización de servicios sanitarios en población anciana.
Por otra parte, hasta la fecha no se han definido unos criterios estandarizados que permitan clasificar a un anciano como hiper o hipoutilizador. Mientras unos autores han utilizado límites preestablecidos, fijados arbitrariamente8, la mayoría de investigadores emplean algún estadístico como la media ± 1 DE13. De esta manera, se clasifica en uno u otro grupo a los ancianos sin tener en cuenta el efecto de sus variables de necesidad, que son, en definitiva, las que constituyen el estímulo básico y directo para la utilización de servicios14. Dentro de ellas, se incluyen tanto indicadores objetivos de salud (número de procesos crónicos y de síntomas, limitación de la actividad, etc.), como subjetivos (salud percibida, consideración de la gravedad de las propias enfermedades, etc.). En la bibliografía también se refiere cómo el grado de utilización de servicios de salud se ve influenciado por el número de procesos crónicos que el sujeto padece10,15, lo que debería tenerse en consideración a la hora de catalogar a un sujeto como hipo, normo o hiperutilizador; sin embargo, este hecho no aparece reflejado en la mayoría de los trabajos publicados8,9,15.
El objetivo propuesto es analizar la frecuencia de utilización de las consultas ambulatorias por la población anciana y el efecto del número y tipo de patologías crónicas recogidas en la historia clínica sobre dicha utilización.
Material y métodos
Se realizó un estudio descriptivo en los centros de salud (CS) de Doctores, La Chana y Zaidín, ubicados todos ellos en Granada capital, que atienden unas poblaciones aproximadas de 17.000, 23.000 y 20.000 habitantes, respectivamente16,17; las proporciones de mayores de 65 años fueron del 15,6, 13,1 y 13%, respectivamente. En cada centro se seleccionó un cupo, correspondiente a un médico de familia dispuesto a realizar un seguimiento posterior de la utilización.
Se incluyeron en el estudio todos los sujetos adscritos a los cupos seleccionados, con 65 años o más, que tuvieran historia clínica (HC) familiar abierta antes o durante 1990-1994, ambos inclusive, lo que supuso un total de 711 ancianos. Asumiendo que al menos el 60% de ellos tuvieran 2 o más enfermedades crónicas, una media de consultas anuales (MCA) en este grupo de 6, y una MCA máxima de 4 en los ancianos con menos de 2 enfermedades crónicas, para un error alfa del 5% el poder estadístico del estudio era superior al 90%.
Se revisaron todas las HC, identifidas a partir de las fichas de edad y sexo de cada uno de los cupos incluidos, recogiéndose las siguientes variables:
De filiación: centro, número de HC y año de apertura, año de nacimien to y sexo.
De utilización: número de consultas totales (a demanda y programadas) realizadas durante el período de estudio (1990-1994, ambos inclusive). Para dicho período, se construyó la variable: MCA, dividiendo el número de consultas realizadas entre el número de años desde que se abrió la HC (con un máximo de 5).
De morbilidad: número y tipo de patologías crónicas e inclusión o no en programas de salud.
Se estudió la distribución de la variable de efecto (MCA) en la muestra total y por categorías de las restantes variables utilizadas. Se aplicaron el análisis de la variancia de 1 y 2 vías y la regresión lineal múltiple, para valorar la repercusión del número y tipo de patologías crónicas sobre la MCA. En ambos análisis se ajustó por la variable tipo de centro.
Para la realización de este trabajo se empleó el programa Epi Info versión 6 y el paquete estadístico BMDP versión 7.0, concretamente los programas 1D, 2D, 7D, 4F y 2R.
Resultados
La tabla 1 presenta la distribución de la muestra por grupos de edad y sexo, así como por las diferentes patologías crónicas recogidas. La edad media fue de 73,74 (DE=6,88), con un predominio del sexo femenino (60,8%). La distribución por CS fue concordante con las cifras de cobertura asistencial de los mismos en Granada capital. Las patologías más prevalentes fueron la osteomuscular y la HTA (48,4 y 41,2% respectivamente). La MCA obtenida durante el período de estudio fue de 5,79 (DE=4,20), con un rango de valores comprendido en 0-27 consultas. En la tabla 1 se muestra el valor de la MCA para cada estrato de las variables anteriores, así como los resultados del análisis de la variancia. En el análisis bivariante, se observaron MCA significativamente mayores para los ancianos que acuden al CS de Doctores (p<0,001), el sexo femenino (p<0,05) y la presencia de cualquiera de las patologías consideradas (p<0,01), excepto la demencia. Igualmente, se observó una clara relación entre el número de comorbilidades y la MCA (p<0,001). En la tabla, dicho número aparece agrupado en 5 categorías, entre las que se obtuvieron diferencias significativas al realizar comparaciones por parejas de MCA aplicando el test de Bonferroni. Al controlar por la variable CS mediante análisis de la variancia de 2 vías, se obtuvieron resultados similares a los del análisis bruto, excepto para el sexo y la patología neurológica, que dejaron de asociarse significativamente con la MCA.
En el análisis de regresión lineal múltiple escalonado (tabla 2), la primera variable que se incorporó al modelo fue el número de comorbilidades, que explicó por sí sola el 33,32% de la variabilidad en la utilización. El resto de las variables añadidas en los siguientes pasos (inclusión en programas de salud, patología respiratoria, CS y diabetes) sólo incrementaron el poder explicativo del modelo hasta el 38,03%.
Discusión
Gran parte de los estudios acerca de la utilización de servicios sanitarios han sido llevados a cabo en países distintos al nuestro, sobre todo en EE.UU.5,6,18,19, por lo que la valoración de sus resultados puede tener sólo un carácter orientativo y señala la conveniencia de realizar investigaciones de este tipo en nuestro país20.
La distribución por grupos de edad y sexo en la muestra de ancianos estudiada es similar a las poblaciones de esa edad adscritas a cada CS16,17 y homogénea en los 3 centros. No obstante, el número de comorbilidades fue significativamente mayor en el CS de Doctores en relación con los otros dos. Ello, unido a las diferentes características socioeconómicas de la población atendida por este centro, obligó a incluir esta variable en los análisis efectuados.
Puede pensarse en la existencia de un sesgo de selección, al estar subrepresentados en la muestra aquellos sujetos no consultadores. No obstante, si bien durante un corto período de tiempo un anciano puede no consultar, parece improbable que esto suceda durante los 5 años considerados en el estudio, pues se trabaja sobre historias familiares. Según Alonso et al21, la captación de población de 53 años de edad o mayores se puede realizar desde la apertura de la consulta casi en el 100%, ya que este grupo acude en su mayoría en el plazo de un mes tras su asignación al cupo.
Se consideró el período comprendido entre 1990-1994 con el fin de asegurar la estabilidad de los datos recogidos sobre utilización de servicios. Otros autores la refieren a un período de 3 años22 o, más frecuentemente, de 12 meses9,14,19. En nuestro caso, ya que la información se recogió retrospectivamente, dilatar este período no supuso ningún coste adicional. El empleo de la media de consultas efectuadas durante 5 años daría estabilidad al comportamiento de utilización de cada anciano, puesto que el número de consultas que realiza un sujeto en un espacio corto de tiempo puede influirse por circunstancias esporádicas que hagan consultar más o menos frecuentemente de lo habitual.
La variable dependiente, utilización media anual de consultas de AP, se recogió a partir de la HC. Esta fuente de datos presenta importantes ventajas sobre otras, como el que sus resultados, en general, suelen ser más fiables que los obtenidos a través de encuestas y también el hecho de que se pueden estudiar largos períodos de utilización. Sin embargo, no puede descartarse la existencia de un infrarregistro por parte del profesional sanitario, relacionado con la frecuencia de las consultas, que sería más acusado en los sujetos con elevado número de visitas, lo que estrecharía el rango del número de consultas.
La frecuentación media obtenida (5,79 consultas/hab/año) es similar a la del INSALUD en 1988 (5,8 consultas/hab/año)23 y a la presentada por De la Revilla en territorio andaluz en 1986 (5,09 consultas/hab/año)8. Agreda et al, en un estudio realizado en 1995 sobre 31 EAP de Navarra, cifra la utilización en 5,26 consultas/ hab/año24. No obstante, la comparabilidad entre estos datos y los resultados obtenidos en nuestro trabajo se ve limitada, al centrarse éstos específicamente en población anciana.
La comparación de la frecuentación con otros países es difícil, dada la diversidad de sistemas de salud existentes, así como las diferentes unidades de medida empleadas.
Los 2 métodos de análisis aplicados (análisis de la variancia y regresión lineal múltiple) han proporcionado resultados concordantes en relación con las variables más estrechamente relacionadas con la frecuentación de consultas: número de patologías crónicas, inclusión o no en programas de salud, presencia de diabetes o de patología respiratoria y CS. Los resultados del análisis de la variancia con y sin la inclusión de esta última variable fueron prácticamente superponibles.
Si bien en el análisis de la variancia la presencia de cualquiera de las patologías crónicas se asoció significativamente con un mayor número de consultas (salvo la demencia), en el análisis de regresión lineal múltiple sólo la patología respiratoria y la diabetes se incluyeron en el modelo. Esto es lógico, pues el número de comorbilidades explicó la mayor parte (33%) de la variabilidad en la utilización atribuible a la presencia o no de una determinada patología crónica. Es evidente que en el anciano coexisten con gran frecuencia 2 o más de estas patologías (72% en nuestro estudio). En conjunto, el análisis realizado explica un 38% de la variabilidad en la utilización, porcentaje inferior al referido por De la Revilla8, a expensas de las patologías padecidas; cuando excluye éstas, consigue explicar sólo un 24% de la variabilidad. Rosner et al19, en mayores de 85 años, proporcionan un modelo que explica un 12% de la variancia, incluyendo junto al nivel de renta la gravedad percibida de las patologías de base.
Los resultados de nuestro trabajo nos permiten concluir que el número de patologías crónicas determina fuertemente la utilización de consultas de AP, independientemente del tipo de enfermedades; por tanto, debería tenerse en consideración a la hora de catalogar a los ancianos en función de la utilización efectuada.
