Los objetivos de este estudio fueron el análisis de los factores asociados a la incidencia de dehiscencia postoperatoria de la laparotomía y el impacto de esta última en la mortalidad, las estancias y los costes hospitalarios.
MétodosEstudio observacional retrospectivo de una muestra de pacientes intervenidos mediante laparotomía recogidos en los conjuntos mínimos básicos de datos de 87 hospitales españoles durante el periodo 2008-2010.
ResultadosSe estudiaron 323.894 ingresos por cirugía abdominal, entre los cuales hubo 2.294 pacientes con DPL. Los pacientes de mayor edad, varones, con ingreso urgente, con trastornos por alcohol, tabaco y drogas, y con más comorbilidades presentaron mayor incidencia. Además, aquellos con DPL presentaron un incremento de mortalidad (107,5%), una estancia mas prolongada (15,6 días) y un exceso de costes (14.327 euros).
ConclusionesHay una asociación entre ciertas variables demográficas, conductuales y comorbilidades, y la incidencia de DPL, y esta complicación aumenta la mortalidad, la duración de la estancia y su coste. Medidas preventivas podrían disminuir su incidencia y su impacto sanitario y económico.
The objectives of this study were to investigate the relationship between several factors and the incidence of postoperative abdominal wall dehiscence (POAD), and to estimate the influence of POAD on in-hospital mortality, excess length of stay and costs.
MethodsRetrospective observational study of a sample of abdominal surgery patients from a minimal basic data set of 87 Spanish hospitals during 2008-2010.
ResultsAmong 323,894 admissions for abdominal surgery reviewed there were 2,294 patients with POAD. Elderly patients, male, with non-elective admission, with alcohol, tobacco or drugs abuse, and with more comorbidities had higher incidence. POAD patients had an increase in in-hospital death (mortality excess of 107.5%), excess length of stay (15.6 days) and higher cost (14,327 euros).
ConclusionsCertain demographic and behavioral variables, and several comorbidities are associated with the incidence of POAD, and this complication shows an increase in in-hospital mortality, the length of hospital stay and costs. Preventive measures might decrease the incidence of POAD and its impact on health and extra-costs.
La dehiscencia de la laparotomía es una grave complicación, cuya incidencia oscila entre el 0,4 y el 3,5%1–8, que cursa con elevadas tasas de complicaciones y mortalidad3–9. A pesar de los avances en la anestesia y cuidados perioperatorios, la incidencia y la morbimortalidad asociadas permanecen estables, debido probablemente al incremento de la prevalencia de sus factores de riesgo entre la población quirúrgica5.
La Agencia para la Investigación y Calidad de la Asistencia Sanitaria de los EE. UU. (Agency for Healthcare Research and Quality [AHRQ]) incluye la tasa de dehiscencia postoperatoria de la pared abdominal como uno de los indicadores de seguridad del paciente10, que ha sido también adoptada en otros países, entre ellos España. Esta tasa se calcula a partir de las bases de datos de altas hospitalarias de los EE. UU. y, en España, a partir de los conjuntos mínimos básicos de datos (CMBD). A pesar de la importancia de esta complicación, no hemos encontrado ningún estudio realizado sobre el impacto de este indicador específico de la AHRQ en la morbimortalidad y sobre la carga asistencial y económica entre los pacientes intervenidos mediante cirugía abdominal.
Por ello, con el ánimo de analizar los factores de riesgo de la DPL en el momento de su ingreso en el hospital, hemos estudiado el problema en pacientes de 18 o más años de edad ingresados en una muestra de 87 hospitales españoles durante el periodo 2008-2010, intentando controlar otras variables de confusión y de interacción como la edad, el género, el tipo de hospital, adicciones y un número considerable de comorbilidades. Asimismo, otro objetivo de este estudio es analizar la posible influencia de esta complicación en la mortalidad, la prolongación de estancias y el exceso de costes entre los pacientes hospitalizados por cirugía abdominal.
MétodosTipo de estudio, muestra y participantesEstudio observacional retrospectivo en una muestra de hospitales españoles.
Para que la muestra tuviese representatividad nacional y autonómica, y teniendo en cuenta la estratificación de hospitales según la clasificación de grupos de hospitales de acuerdo a su tamaño y complejidad del Ministerio de Sanidad11, se hizo un muestreo polietápico en el que se seleccionaron 87 hospitales españoles de todas las CCAA españolas, que figuran en el anexo 1.
A partir de la información escrita o digitalizada de la historia clínica, los diagnósticos de cada paciente y los procedimientos que se le aplican son codificados de acuerdo a las normas de la 9.ª Revisión de la Clasificación Internacional de Enfermedades y Causas de Muerte (CIE9). La codificación e introducción de información en la base de datos se llevó a cabo por personal especializado en el registro de datos. Estas bases de datos de altas hospitalarias o CMBD contienen información sobre el hospital que prestó la asistencia, datos demográficos del paciente (fecha de nacimiento y sexo), fechas de ingreso y de alta, tipo de ingreso y tipo de alta. Para los diagnósticos de la causa principal y para los diagnósticos secundarios, causas externas y procedimientos, se emplean los códigos de la CIE9. En estas bases de datos también están incluidos los grupos relacionados con el diagnóstico (GRD) y cada hospital está clasificado en un grupo de acuerdo a su tamaño y complejidad asistencial11. El análisis se restringió a los pacientes que en el momento del alta tuviesen 18 o más años de edad.
VariablesSiguiendo la definición de la AHQR, se definieron como casos de DPL aquellos con el código de procedimiento 54.61 de la CIE9 («Nuevo cierre de disrupción postoperatoria de pared abdominal [evisceración]»). Siguiendo sus criterios, se excluyeron los casos con estancias inferiores a 2 días, los casos obstétricos y los casos entre pacientes inmunocomprometidos. Como grupo de comparación se incluyó el de todos los pacientes tratados mediante cirugía abdominal sin DPL que también cumpliesen con los requisitos anteriores. Utilizamos los códigos de la CIE9 para los 386 procedimientos quirúrgicos de cirugía abdominal y pélvica que la AHRQ describe en sus especificaciones técnicas10. La edad se estratificó en los siguientes grupos: 18-34, 35-44, 45-54, 55-64, 65-74, 75-84 y 85 o más años. Se identificó un grupo considerable de comorbilidades (que aparecen en la tabla 1) usando los códigos de la CIE9 propuestos por Quan et al.12. Se emplearon los códigos de la CIE9 para la definición de trastornos por consumo de alcohol, tabaco y otras drogas adictivas13.
Características de los pacientes con y sin dehiscencia postoperatoria de la laparotomía
| Variables | Con dehiscencia postoperatoria de la laparotomía (n= 2.294) | Sin dehiscencia postoperatoria de la laparotomía (n=321.600) | p |
|---|---|---|---|
| Número (%) | Número (%) | ||
| Sexo | |||
| Mujeres | 734 (32,0) | 150.284 (46,7) | <0,0001 |
| Varones | 1.560 (68,0) | 171.316 (53,3) | <0,0001 |
| Edad (años), media (IC 95%) | 67,7 (67,1-68,2) | 59,6 (59,5-59,7) | <0,0001 |
| Trastorno por alcohol | 177 (7,7) | 14.524 (4,5) | <0,0001 |
| Trastorno por tabaco | 561 (24,4) | 53.486 (16,6) | <0,0001 |
| Trastorno por otras drogas | 24 (1,0) | 2.126 (0,7) | 0,0236 |
| Tipo de cirugía: urgente vs. programada | 1.218 (53,1) | 117.737 (36,6) | <0,0001 |
| Comorbilidades | |||
| Obesidad | 144 (6,3) | 16.939 (5,3) | 0,0310 |
| Hipertensión sin complicaciones | 760 (33,1) | 92.708 (28,8) | <0,0001 |
| Hipertensión con complicaciones | 83 (3,6) | 7.195 (2,2) | <0,0001 |
| Arritmias cardíacas | 316 (13,8) | 23.992 (7,5) | <0,0001 |
| Trastornos de la circulación pulmonar | 35 (1,5) | 1.982 (0,6) | <0,0001 |
| Valvulopatías | 62 (2,7) | 7.191 (2,2) | 0,1322 |
| Anemia por déficit | 36 (1,6) | 4.673 (1,4) | 0,6430 |
| Anemia posthemorrágica | 16 (0,7) | 2.187 (0,7) | 0,9194 |
| Trastornos hidroelectrolíticos | 81 (3,5) | 3.937 (1,2) | <0,0001 |
| Pérdida de peso | 47 (2,0) | 3.094 (1,0) | <0,0001 |
| Hipotiroidismo | 58 (2,5) | 8.801 (2,7) | 0,5422 |
| Coagulopatía | 51 (2,2) | 4.261 (1,3) | 0,0002 |
| Infarto de miocardio previo | 64 (2,8) | 5.549 (1,7) | 0,0001 |
| Insuficiencia cardíaca congestiva | 161 (7,0) | 7.411 (2,3) | <0,0001 |
| Enfermedad cerebrovascular | 40 (1,7) | 3.740 (1,2) | 0,0099 |
| Demencia | 26 (1,1) | 2.012 (0,6) | 0,0022 |
| Enfermedad pulmonar crónica | 398 (17,3) | 25.327 (7,9) | <0,0001 |
| Enfermedad reumática | 19 (0,8) | 2.255 (0,7) | 0,4677 |
| Úlcera péptica | 57 (2,5) | 5.690 (1,8) | 0,0097 |
| Hepatopatía leve | 60 (2,6) | 7.857 (2,4) | 0,5941 |
| Diabetes sin complicaciones crónicas | 272 (11,9) | 36.843 (11,5) | 0,5481 |
| Diabetes con complicaciones crónicas | 27 (1,2) | 2.635 (0,8) | 0,0587 |
| Hemiplejía o paraplejía | 6 (0,3) | 662 (0,2) | 0,5579 |
| Enfermedad renal | 57 (2,5) | 2.954 (0,9) | <0,0001 |
| Hepatopatía moderada o grave | 28 (1,2) | 3.105 (1,0) | 0,2135 |
| Cáncer, leucemia o linfoma | 1.040 (45,3) | 98.175 (30,5) | <0,0001 |
| Cáncer metastásico | 374 (16,3) | 33.869 (10,5) | <0,0001 |
El objetivo principal fue calcular el riesgo de presentar DPL entre los pacientes intervenidos mediante cirugía abdominal. Los objetivos secundarios fueron determinar la mortalidad, la duración de la estancia y los costes hospitalarios en los pacientes con y sin esta complicación. Calculamos los costes usando los costes hospitalarios específicos para cada GRD estratificados según el grupo de hospitales, según las estimaciones publicadas por el Ministerio de Sanidad para los años 2008-201011.
Se hizo un análisis univariado para examinar la relación entre DPL y edad, género, tipo de ingreso (urgente vs. programado), trastornos adictivos y comorbilidades. A continuación, se elaboraron modelos multivariantes usando análisis de regresión logística incondicional para determinar la asociación de estas variables sobre la incidencia de DPL, decidiéndose que la significación estadística se fijaba en <0,001 debido al gran tamaño de la muestra. Se hizo un análisis multivariante de la covarianza para determinar el efecto de la DPL sobre la mortalidad intrahospitalaria, la estancia en días y los costes en pacientes de cirugía abdominal. Los datos se ajustaron por la edad, el género, el tipo de ingreso, las adicciones, el grupo de hospitales y la gravedad del paciente, empleando las comorbilidades citadas previamente, y también se fijó una significación estadística de por lo menos <0,001. El análisis se hizo con el programa estadístico STATA versión MP 13.1.
ResultadosCaracterísticas de los pacientesSe identificó a un total de 323.894 pacientes tratados mediante cirugía abdominal, de los cuales 2.294 (0,71%) presentaron DPL. Las características de los pacientes con DPL y sin ella de exponen en la tabla 1. Los pacientes con DPL fueron mayores (edad media de 67,7 años), principalmente varones (68%), con una tasa de ingresos urgentes superior (53,1%) y con prevalencias de adicciones más elevadas, sobre todo al tabaco (24,4%) y al alcohol (7,7%). También presentaron prevalencias más altas en muchas de las comorbilidades estudiadas.
Un análisis de la distribución de la prevalencia de DPL (por 1.000) según grupos de edad y sexo se expone en la figura 1, en la que puede apreciarse que la prevalencia fue aumentando con la edad en ambos géneros pero, a partir de los 35 años, con mayores prevalencias entre los hombres.
Riesgo de dehiscencia postoperatoria de la laparotomía
En la tabla 2 se exponen los resultados del análisis multivariante y se puede observar que persistieron como factores de riesgo la edad, el sexo masculino, el ingreso urgente vs. el programado, los trastornos por consumo de alcohol, tabaco y otras drogas adictivas, la obesidad, el ingresar con trastornos hidroelectrolíticos, con arritmias, insuficiencia cardíaca congestiva, enfermedad pulmonar crónica, enfermedad renal y cáncer.
Modelo de regresión logística para dehiscencia postoperatoria de laparotomía que cumplían los criterios de inclusión y exclusión de la AHRQ
| Factores de riesgo | Odds ratio ajustada | Intervalos de confianza con 95% de margen | p |
|---|---|---|---|
| Grupos de edad en años (grupo de comparación 18-34 años, y grupos de 35-44, 45-54, 55-64, 65-74, 75-84 y 85 o más) | 1,25 | 1,22-1,29 | <0,0001 |
| Sexo masculino | 1,54 | 1,40-1,69 | <0,0001 |
| Ingreso urgente vs. ingreso programado | 2,04 | 1,87-2,23 | <0,0001 |
| Trastornos por consumo de alcohol | 1,19 | 1,03-1,34 | 0,001 |
| Trastornos por consumo de tabaco | 1,26 | 1,14-1,40 | <0,0001 |
| Trastornos por otras adicciones a drogas | 1,56 | 1,04-2,35 | 0,032 |
| Obesidad | 1,49 | 1,26-1,77 | <0,0001 |
| Trastornos hidroelectrolíticos | 1,63 | 1,30-2,05 | <0,0001 |
| Insuficiencia cardíaca congestiva | 1,71 | 1,44-2,03 | <0,0001 |
| Enfermedad pulmonar crónica | 1,63 | 1,45-1,82 | <0,0001 |
| Enfermedad renal | 1,27 | 1,11-1,45 | <0,001 |
| Cáncer, leucemia o linfoma | 1,31 | 1,25-1,37 | <0,0001 |
La distribución de la mortalidad entre los pacientes con DPL según su grupo de edad y sexo se expone en la figura 2, apreciándose un aumento progresivo de la mortalidad, sobre todo entre los hombres. El grupo con mayor letalidad fue el de los varones de 85 o más años con DPL, que presentaron una mortalidad del 38,0%.
El análisis multivariante de la covarianza, que incluyó la edad, el sexo, el grupo hospitalario, el tipo de ingreso, todas las adicciones y las comorbilidades previamente citadas, se expone en la tabla 3, y demostró que entre los pacientes intervenidos mediante cirugía abdominal, aquellos con DPL presentaron un extraordinario exceso de mortalidad, con una tasa ajustada del 4,0% entre los que no presentaron DPL y del 8,3% entre los que la sí, es decir una relación 2,1:1. Los pacientes con DPL tuvieron una prolongación media de estancias de 15,6 días y un exceso de costes de 14.327 euros por alta.
Incremento de mortalidad, prolongación de estancias y sobrecostes ocasionados por la dehiscencia postoperatoria de laparotomía. Valores ajustados al modelo de análisis multivariante de la covarianza
| Pacientes sin DPL | Pacientes con DPL | |||
|---|---|---|---|---|
| Estimación ajustada (IC 95% de margen) | p | Estimación ajustada (IC 95% de margen) | p | |
| Tasa de mortalidad intrahospitalaria en % | 4,0 (4,0-4,1) | <0,0001 | 8,3 (7,6 -9,0) | <0,0001 |
| Exceso de mortalidad en % entre los pacientes con DPL | 107,5 (90,0-120,0) | <0,0001 | ||
| Duración de estancia en días | 12,0 (11,9-12,0) | <0,0001 | 27,6 (27,1-28,2) | <0,0001 |
| Prolongación de estancia en días en los pacientes con DPL | 15,6 (15,2-16,2) | <0,0001 | ||
| Costes al alta en euros | 11.617 (11.567-11.667) | <0,0001 | 25.944 (25.350 -26.538) | <0,0001 |
| Sobrecoste en euros entre los pacientes con DPL | 14.327 (13.783-14.871) | <0,0001 | ||
En diversos estudios internacionales se han analizado los factores de riesgo de la DPL1–4,8, se han elaborado y validado modelos predictivos2,5–7, y se ha estudiado su impacto en la mortalidad postoperatoria3–9. En España, se han publicado excelentes artículos científicos sobre la incidencia, factores de riesgo, validación de modelos predictivos y mortalidad de esta complicación posquirúrgica4,7,8.
Nos llamó la atención la carencia de estudios sobre esta complicación como indicador de seguridad del paciente de la AHRQ. En EE. UU., se ha demostrado que el indicador DPL tiene un excelente valor predictivo positivo14 y se ha recomendado su utilización como herramienta de medición del cumplimiento de las normas de seguridad del paciente quirúrgico14,15. También encontramos una ausencia de análisis sobre el impacto de este indicador en el exceso de mortalidad, la prolongación de estancias y los sobrecostes que ocasiona.
Hemos limitado el análisis a las variables presentes en el momento del ingreso del paciente. Nuestros resultados se unen a los de muchos otros sobre la importancia de la edad, el sexo, el tipo de ingreso, las adicciones y distintas comorbilidades como factores de riesgo de esta complicación. En el caso de los trastornos por consumo de alcohol, nuestros resultados coinciden con los de los estudios realizados en España y otros países que hemos citado anteriormente, y que están justificados por el impacto del etanol sobre el estatus inmunitario del paciente quirúrgico16,17. También en los problemas por consumo de tabaco, asociados a la mayor tasa de efectos adversos posquirúrgicos18,19. Otros factores de riesgo como la obesidad, la deshidratación y las enfermedades crónicas cardíacas, pulmonares, renales y oncológicas han sido ampliamente descritos en las revisiones de esta complicación2,3, y en los estudios publicados en España4,7,8.
Nuestros resultados indican que esta complicación tiene un abrumador impacto en la mortalidad hospitalaria, con un exceso de mortalidad del 107,5%, una prolongación indebida de la estancia de 15,6 días y un coste extra de 14.327 euros.
Nuestro estudio tiene varias limitaciones. Los datos que hemos usado son exclusivamente aquellos que figuran en el CMBD, y no fueron complementados con datos adicionales de los pacientes. Durante todo el estudio hemos empleado las definiciones de trastornos adictivos, de DPL y de las comorbilidades tal como fueron asignadas por los médicos de cada centro, y codificadas e introducidas en la base de datos por los codificadores. Otra limitación es la potencial pérdida de información debido a que en la historia clínica del paciente no aparezcan todos los datos precisos para que los codificadores cumplimenten estos códigos o por variabilidad en la interpretación de los codificadores. Los estrictos criterios de inclusión y de exclusión de este indicador de la AHRQ eliminan a todos los pacientes cuya estancia es inferior a 2 días, a los que padecen inmunosupresión y a los pacientes obstétricos, lo que puede afectar a las comparaciones con otras series.
Las bases de datos como el CMBD también presentan notables ventajas. Los datos recogidos suelen completarse en casi todas las altas hospitalarias y, al incluir todos los casos, suministran estimaciones bastante precisas sobre incidencia, prevalencia, comorbilidades y mortalidad de las enfermedades atendidas en los hospitales20,21. Estos datos se pueden analizar retrospectivamente, a diferencia de otros diseños que precisan de una recogida de información prospectiva. La recogida de datos de largos periodos y con un gran número de pacientes, como en este estudio, puede hacerse de forma relativamente rápida y cómoda, y como los datos se recopilan sistemáticamente, la reducción de costes es considerable. En estos estudios puede haber menos sesgos de selección, como los que ocasiona el rechazo de los pacientes o sus representantes legales a firmar el consentimiento y participar en el estudio.
Gracias al tamaño de la muestra y a la diversidad de hospitales, estos resultados son generalizables y no se limitan a los pacientes ingresados en uno o pocos centros hospitalarios. La disponibilidad de los costes para cada GRD estratificados por los grupos de hospitales y para cada año facilita el cálculo de los excesos de costes por DPL. Por lo que sabemos, este es el primer estudio que calcula el exceso de mortalidad, la prolongación de estancias y el exceso de costes atribuibles a la DPL controlando un número considerable de variables presentes en el momento del ingreso.
De los resultados pueden inferirse un buen número de medidas preventivas, y no solo las orientadas a la importancia de una correcta técnica quirúrgica22 (incluyendo la prevención de las infecciones23), sino también otras muy importantes en el periodo preoperatorio como el control del peso y estado nutricional del paciente, y la abstinencia de tabaco24, alcohol25 y otras drogas, mediante el consejo breve o mediante el envío a centros de deshabituación si es necesario. Todas estas medidas contribuirían a disminuir el exceso de mortalidad en estos pacientes, a mejorar su calidad de vida tras el alta (disminuyendo la carga de problemas que sufren ellos y sus familias), y a conseguir un uso más eficiente de los recursos sanitarios.
FinanciaciónEste estudio fue financiado por las ayudas de: a) Subvenciones para la financiación de la Investigación Biomédica y en Ciencias de la Salud en Andalucía para el año 2013. Consejería de Salud y Asuntos Sociales de la Junta de Andalucía. (PI−0271-2013), y b) Delegación del Gobierno para el Plan Nacional Sobre Drogas. (Ayuda 2009I017, Proyecto G41825811).
Conflicto de interesesLos autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.
