Carta al Editor
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Antonio Sarría-Santamera
, Francisco J. Prado Galbarro, Isabel del Cura González, Sofia Garrido Elustondo
Autor para correspondencia
Instituto de Salud Carlos III, Madrid, España
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No solo compartimos plenamente dicha hipótesis, sino que la hemos convertido en pregunta de investigación.</p><p id="par0010" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El objetivo de este estudio es analizar el efecto que tiene tener una hospitalización en la supervivencia de los pacientes con IC seguidos en atención primaria (AP). Para este trabajo se ha utilizado la base de datos que previamente se ha descrito<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0035"><span class="elsevierStyleSup">2</span></a>, a la que se incluyó información sobre las altas por IC de dichos pacientes en el Hospital Clínico Universitario San Carlos, el hospital de referencia del área 7. Se trata de un estudio observacional longitudinal de seguimiento de una cohorte retrospectiva. El periodo de estudio comprende desde el 1 de enero de 2006 hasta el 31 de diciembre de 2010.</p><p id="par0015" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La supervivencia se analizó utilizando las curvas de Kaplan-Meier, según si los pacientes tuvieron o no un ingreso hospitalario. Para identificar los factores asociados a la mortalidad se utilizó el modelo de riesgos proporcionales de Cox, indicando el <span class="elsevierStyleItalic">hazard ratio</span> (HR) y su intervalo de confianza al 95%.</p><p id="par0020" class="elsevierStylePara elsevierViewall">En este grupo se identificaron 3.061 pacientes incidentes con IC, con una media de edad de 76 años, y en el que el 17,5% tuvo al menos una hospitalización en el periodo de seguimiento. Los resultados del análisis de supervivencia indican que se produce una separación significativa entre las curvas de los pacientes que tuvieron y los que no tuvieron una hospitalización (<span class="elsevierStyleItalic">log rank</span><span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>19,3; p<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span><<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,001), siendo la media de supervivencia de 49,8 meses (49,0-50,6) para pacientes no hospitalizados, y de 45,4 (43,4-47,4) para los que fueron hospitalizados (<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#fig0005">fig. 1</a>). La edad (HR<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>1,04; 1,03-1,05), el estar diagnosticado de cardiopatía isquémica (HR<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>1,35; 1,07-1,71) o de diabetes (HR<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>1,30; 1,08-1,58), y haber sido hospitalizado (HR<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>1,65; 1,33-2,06), mostraron ser factores asociados con mayor riesgo de mortalidad en la cohorte. Los factores con efecto protector fueron ser mujer (HR<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,72; 0,60-0,87), haber recibido la vacuna de la gripe todos los años del seguimiento (HR<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,02; 0,00-0,06), tener radiografías (HR<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,82; 0,75-0,89) o analíticas en AP (HR<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,97; 0,95-0,99), y la prescripción de IECA (HR<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,69; 0,57-0,84), ARA-II (HR<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,79; 0,64-0,99) o estatinas (HR<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,78; 0,61-0,99).</p><elsevierMultimedia ident="fig0005"></elsevierMultimedia><p id="par0025" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Estos datos confirman la hipótesis de que los episodios de reagudización que conducen a la hospitalización de los pacientes con IC representan un importante riesgo para su supervivencia, y reflejan la importancia de establecer procedimientos para identificar a los pacientes con riesgo de un ingreso hospitalario y plantear un seguimiento específico para evitar su descompensación y, en definitiva, reducir su mortalidad.</p><p id="par0030" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Aunque este trabajo presenta la limitación de que no recoge información sobre los pacientes atendidos en urgencias que son dados de alta sin ingreso hospitalario, estos resultados reflejan como la integración de la información clínica recogida en los distintos niveles asistenciales, en este caso atención hospitalaria y atención primaria, no solamente puede ofrecer importantes oportunidades para la gestión clínica, sino también para la evaluación de servicios de salud y la investigación sobre efectividad y resultados<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0040"><span class="elsevierStyleSup">3</span></a>. Este modelo de integración de la información ofrece una visión más «real» de la IC, poniendo de manifiesto que se trata de un síndrome más heterogéneo de lo que los registros de base hospitalaria sugieren, en el que existirían diversos perfiles clínicos, con numerosos factores participando en su desarrollo y evolución clínica<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0045"><span class="elsevierStyleSup">4</span></a>. Esta integración de la información clínica debe convertirse en una de las claves para superar la brecha entre AP, atención especializada y urgencias, y conseguir la continuidad asistencial que la multidimensionalidad de la IC requiere<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0050"><span class="elsevierStyleSup">5</span></a>.</p></span>" "pdfFichero" => "main.pdf" "tienePdf" => true "multimedia" => array:1 [ 0 => array:7 [ "identificador" => "fig0005" "etiqueta" => "Figura 1" "tipo" => "MULTIMEDIAFIGURA" "mostrarFloat" => true "mostrarDisplay" => false "figura" => array:1 [ 0 => array:4 [ "imagen" => "gr1.jpeg" "Alto" => 1190 "Ancho" => 1652 "Tamanyo" => 112748 ] ] "descripcion" => array:1 [ "es" => "<p id="spar0005" class="elsevierStyleSimplePara elsevierViewall">Modelo de Kaplan-Meier de supervivencia.</p>" ] ] ] "bibliografia" => array:2 [ "titulo" => "Bibliografía" "seccion" => array:1 [ 0 => array:2 [ "identificador" => "bibs0005" "bibliografiaReferencia" => array:5 [ 0 => array:3 [ "identificador" => "bib0030" "etiqueta" => "1" "referencia" => array:1 [ 0 => array:1 [ "referenciaCompleta" => "Alquézar Arbé A, et al. 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| 2018 Enero | 8 | 0 | 8 |
| 2017 Diciembre | 5 | 0 | 5 |
| 2017 Noviembre | 5 | 1 | 6 |
| 2017 Octubre | 8 | 2 | 10 |
| 2017 Septiembre | 7 | 5 | 12 |
| 2017 Agosto | 13 | 2 | 15 |
| 2017 Julio | 14 | 1 | 15 |
| 2017 Junio | 24 | 5 | 29 |
| 2017 Mayo | 13 | 5 | 18 |
| 2017 Abril | 12 | 2 | 14 |
| 2017 Marzo | 23 | 36 | 59 |
| 2017 Febrero | 19 | 4 | 23 |
| 2017 Enero | 8 | 1 | 9 |
| 2016 Diciembre | 25 | 6 | 31 |
| 2016 Noviembre | 46 | 12 | 58 |
| 2016 Octubre | 147 | 28 | 175 |
| 2016 Septiembre | 13 | 7 | 20 |
| 2016 Agosto | 6 | 2 | 8 |
| 2016 Julio | 0 | 2 | 2 |
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