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En esta línea surgió, curiosamente para controlar la calidad de la atención primaria, el concepto de hospitalización evitable (HE) o procesos susceptibles de cuidados ambulatorios, es decir, diagnósticos en los que una atención primaria efectiva y a tiempo evita el riesgo de su hospitalización, tanto mediante prevención de la aparición de la enfermedad o complicación como controlando la aparición de un episodio agudo o tratando una enfermedad crónica<span class="elsevierStyleSup">1-3</span>. Por tanto, el principio que define este concepto es que el manejo adecuado de los pacientes en el ámbito ambulatorio por parte de los centros de salud hubiera evitado el ingreso hospitalario.</p><p class="elsevierStylePara">Algunos autores utilizaron este indicador para medir las desigualdades en el acceso, fundamentalmente en países con libertad de elección de aseguramiento y con grandes desigualdades económicas, como EE.UU.<span class="elsevierStyleSup">4,5</span>. Así, Pappas et al<span class="elsevierStyleSup">4</span> concluyen que el factor asociado a la tasa de HE en un área geográfica determinada varía según el grupo de edad estudiado, y ponen de manifiesto que el 49% de todas las HE, identificadas usando la Encuesta de Investigación del Hospital Nacional (1990), se daban entre individuos de 65 años o más.</p><p class="elsevierStylePara">Otro trabajo importante en esta línea fue el publicado por Casanova y Starfield<span class="elsevierStyleSup">6</span>, que utilizan la lista que propone el grupo United Hospital Fund of New York, la aplican a la población pediátrica de un área de salud de la Comunidad Valenciana y la comparan con las tasas obtenidas en EE.UU.</p><p class="elsevierStylePara">El objetivo del presente trabajo es el estudio de la HE en todos los hospitales de un país mediterráneo, España, con datos del año 2000, para caracterizar los factores que la diferencian de la denominada no evitable.</p><p class="elsevierStylePara">Pacientes y método</p><p class="elsevierStylePara">Se ha utilizado la base datos denominada Conjunto Mínimo y Básico de Datos Hospitalario (CMBD) del año 2000 para España. Esta base administrativa recoge 23 variables de todos los ingresos hospitalarios de la población. Se instauró como obligatoria para los hospitales de todo el país en 1992 y es prácticamente única para todas las comunidades autónomas. Los códigos utilizados para el estudio estadístico son los mismos que contiene dicha base de datos. A partir de los códigos principales se obtuvo la situación de HE o no. Las variables utilizadas a partir de esta fuente de información fueron: edad del paciente, sexo, tipo de ingreso, financiación, estancia, estancia preoperatoria, circunstancias del ingreso, hospitalización evitable o no, comorbilidad, circunstancias del alta y grupos relacionados con el diagnóstico en atención primaria.</p><p class="elsevierStylePara">Los códigos de HE utilizados son los que fijó el grupo United Hospital Fund of New York, financiado por la Robert Wood Johnson Foundation, y que posteriormente emplearon en España Casanova y Starfield<span class="elsevierStyleSup">6</span>. Igualmente hay que tener en cuenta que hay otros 2 grupos que han utilizado listas algo diferentes, como son Pappas et al<span class="elsevierStyleSup">4</span> y Culler et al<span class="elsevierStyleSup">5</span>, aunque últimamente ha habido alguna otra lista más. En la tabla 1 se recoge el listado con los códigos de la Clasificación Internacional de Enfermedades, novena revisión, de las 3 clasificaciones más empleadas hasta la fecha. Se puede observar que algún proceso como el asma está presente en las 3 clasificaciones; otros como la celulitis, la enfermedad pulmonar obstructiva crónica, la insuficiencia cardíaca congestiva, la diabetes A, B y C y la hipertensión arterial están presentes en las 3 clasificaciones aunque se observan diferencias en los códigos; otros procesos están en 2 clasificaciones, y sólo algunos procesos como la úlcera, la pielonefritis, la rotura de apéndice y la hipopotasemia son específicas de una sola clasificación.</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v122n17-13061386tab01.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">Para medir la gravedad de la comorbilidad se utilizó el índice de comorbilidad de Charlson et al<span class="elsevierStyleSup">7</span>. Este índice proporciona una clasificación pronóstica que puede alterar el riesgo de mortalidad de los pacientes incluidos y se obtiene a partir de los diagnósticos secundarios del CMBD. Se ha adaptado y validado para su empleo en bases de datos clinicoadministrativas que utilicen la Clasificación Internacional de Enfermedades. La versión utilizada en este estudio corresponde a la adaptación de Deyo et al<span class="elsevierStyleSup">8</span>.</p><p class="elsevierStylePara">Para el cálculo de la estancia media, y dado que había diferentes tamaños de población de ingresos, se optó por calcular la media armónica de las estancias, al igual que las variancias correspondientes. Se realizó el test de Levene para ver la igualdad de las variancias.</p><p class="elsevierStylePara">Para estudiar las diferencias de medias de las estancias se utilizó la prueba de contraste de medias con el valor * = 0,05, y la prueba de Tukey, o el análisis de la variancia y de la covariancia, se empleó para evitar la influencia de algún factor en las variables. Se eliminó a los pacientes que presentaron valores extremos con residuos de más de 2 valores de desviación estándar, y algún caso con valores erróneos.</p><p class="elsevierStylePara">Para el cálculo de las tasas se obtuvo la población a partir de los datos publicados por el Instituto Nacional de Estadística (INE) para el año 2000<span class="elsevierStyleSup">9</span>. Las tasas poblacionales se expresaron por 100.000 habitantes y por grupos de edad y sexo. También se calculó la razón de masculinidad o cociente de las tasas de varones por las de las mujeres, y las <span class="elsevierStyleItalic"> odds ratio</span> (OR) brutas y ajustadas por edad y sexo.</p><p class="elsevierStylePara">Para el estudio por niveles de hospitalización se agruparon los ingresos de los hospitales de acuerdo con el tamaño en camas del hospital. Así, se incluyó en el nivel 1 a hospitales que tenían como máximo 350 camas, en el nivel 2 a hospitales de hasta 700 camas, y en el nivel 3 a hospitales con más de 700 camas. El resto de hospitales, fundamentalmente de enfermos crónicos, se eliminaron del estudio.</p><p class="elsevierStylePara">Para el ajuste en la regresión logística se utilizó el test de Hosmer-Lemeshow. Se realizó un análisis de regresión logística, primero univariante y posteriormente múltiple. Las variables <span class="elsevierStyleItalic">dummy</span> se codificaron como sigue: varones (sexo 1), mujeres (sexo 2); ingreso por urgencia (admisión 1), ingreso programado (admisión 2); ingreso cargo de la Seguridad Social (financiación 1), a cargo de MUFACE y asimilados (financiación 2), a cargo de mutuas de accidentes de trabajo y enfermedades profesionales (financiación 3), cualquier otro tipo de financiación (financiación 4); alta a domicilio (alta 1), traslado a otro hospital (alta 2) y resto de motivos de alta (alta 3). El nivel de hospitalización se codificó tal y como se ha comentado en el párrafo anterior.</p><p class="elsevierStylePara">En la regresión, la admisión del paciente fue la unidad de análisis. La variable dependiente se codificó como 1 cuando el diagnóstico principal fue HE y 0 en otro caso. Se obtuvieron las OR a partir de los coeficientes ß de la regresión, así como los intervalos de confianza del 95% de las OR. Además se incluyeron en el modelo las interacciones más lógicas, como la edad con la estancia (es lógico que la estancia hospitalaria aumente con la edad del paciente), la edad con la comorbilidad (a mayor edad, mayor comorbilidad). Otras intervenciones como la comorbilidad con la hospitalización no fueron significativas, por lo que no se representaron.</p><p class="elsevierStylePara">Resultados</p><p class="elsevierStylePara">Es importante destacar que los 423.668 ingresos de HE supusieron el 15,8% del total de ingresos, mientras que las estancias por HE, al tener una estancia media mayor, fueron el 16,6% del total. En la tabla 2 se expresan los ingresos de la HE en valores absolutos y según tasas por sexos. Se observa que los varones ingresaron casi un 40% más que las mujeres de acuerdo con las tasas obtenidas. A ello contribuyeron fundamentalmente la enfermedad pulmonar obstructiva crónica (un 289% mayores), angina (un 222% mayores), neumonía (un 167% más), al igual que la tuberculosis, el gran mal, las convulsiones y alguna otra en las que la razón de masculinidad fue superior a 1. En las mujeres fueron más frecuentes la insuficiencia cardíaca congestiva, la diabetes (un 22% mayor), la anemia ferropénica, el asma (un 75% mayor) y la enfermedad inflamatoria pélvica. La OR bruta para el conjunto de las HE fue de 1,59, y la ajustada por edad, de 1,54.</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v122n17-13061386tab02.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">Por otra parte, se estudió la distribución por edad y causas de los ingresos por HE (tabla 3) y se apreció una distribución con mayores tasas en el grupo de menos de 19 años (746/100.000 habitantes) y sobre todo en el grupo de más de 70 años, que fue 20 veces superior. Las tasas menores correspondieron a los grupos de edades de 20 a 69 años. La OR de los ingresos hospitalarios bruta y ajustada por sexos se situó en 1. Las tasas totales por ingresos de hospitalización no evitable fueron aumentando con la edad, siendo las tasas de las edades medias de la vida casi el doble de las correspondientes a los menores de 19 años.</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v122n17-13061386tab03.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">Se estudió el nivel de efectividad clínica de la casuística de HE mediante el análisis comparativo de los 20 grupos relacionados con el diagnóstico más frecuente como causa de HE y su estancia media armónica en la clasificación de hospitales de 3 niveles (de menor a mayor complejidad) (tabla 4). Se observó que, en relación con la estancia media total, los ingresos por HE tuvieron un promedio de 0,3 estancias más que la hospitalización no evitable, y respecto a las diferencias de estancias medias entre los hospitales del nivel 1 y nivel 2, fueron menores en la HE (diferencia de 1,1) frente a las correspondientes en la hospitalización no evitable (diferencia de 2 estancias). El número de ingresos de HE por cama fue de 3,37 en el nivel 1, de 4,01 en el nivel 2 y casi de 5 en el nivel 3.</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v122n17-13061386tab04.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v122n17-13061386tab05.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">En cuanto al estudio individualizado de diversos factores que pueden definir mejor la casuística HE frente a la no evitable (tabla 5), se puede comprobar que en el primer caso los pacientes eran mayores (edad media, 55 años), con mayor frecuencia varones, con una estancia media mayor, con 2 días más de estancia preoperatoria y con mayor comorbilidad; ésta era superior en el nivel de hospitalización 1 frente a los demás, y 3 veces superior a la comorbilidad de la hospitalización no evitable.</p><p class="elsevierStylePara">Por lo que se refiere al estudio de regresión logística múltiple (tabla 6), de todas las variables del estudio, la edad se segregó, dado el comportamiento no lineal que tuvo en 4 categorías, de 0 a 19 años (edad 2), de 20 a 44, de 45 a 69 (edad 1), y 70 y más (edad 3).</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v122n17-13061386tab06.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">De los resultados cabe concluir que las variables significativas fueron el sexo (los varones tuvieron más riesgo [OR = 2,004]), la edad mayor de 70 años, la comorbilidad (OR = 2,04), el nivel 3 de hospitalización (frente a los niveles 1 y 2, que tuvieron menos riesgo [OR = 0,59 y 0,77, respectivamente]) y la estancia (OR = 1,01). También fueron significativas las interacciones mayor de 70 años con estancia (OR = 1,14) y con la comorbilidad (OR = 1,32). El resto de interacciones estudiadas no fueron significativas.</p><p class="elsevierStylePara">Discusión</p><p class="elsevierStylePara">La racionalización del sistema sanitario consiste en definir y tratar al paciente según su necesidad en el nivel asistencial que precisa evitando utilizaciones innecesarias de otros servicios y/o niveles sanitarios, que en algunos casos deben entrar en juego puesto que el sistema sanitario debe dar respuesta a las enfermedades de la población. En este estudio, el 15,8% del total de los ingresos hospitalarios que ocurrieron en España en el año 2000 fueron por causas de HE, y el hospital tuvo que dar respuesta a estos enfermos que, en principio, no se pudo controlar adecuadamente en la atención primaria.</p><p class="elsevierStylePara">En otros trabajos publicados en EE.UU., con el listado de Pappas et al<span class="elsevierStyleSup">4</span> un tanto modificado<span class="elsevierStyleSup">3</span>, se describen tasas de HE de un 7,4% de todas las admisiones en el estado de Massachusetts y del 7,8% en el de Maryland. En estos trabajos no se incluyeron, sin embargo, los ingresos obstétricos ni psiquiátricos, que suelen suponer como mínimo el 30% del total de altas hospitalarias.</p><p class="elsevierStylePara">El perfil del paciente ingresado por causas de HE según nuestro estudio sería un varón, en edades extremas de la vida, sobre todo mayor de 70 años, ingresado por urgencias, con alta comorbilidad, con estancia media y estancia preoperatorias prolongadas y atendido en un hospital de alta complejidad.</p><p class="elsevierStylePara">Las tasas de HE pueden variar en primer lugar a causa de la propia lista de HE que se utilice. Se requeriría tener un consenso sobre dicho listado, dado que de lo contrario puede existir una gran variabilidad en los resultados. Así, si se utiliza el listado de Culler et al<span class="elsevierStyleSup">5</span>, serían 357.645 casos, mientras que con la lista empleada por Pappas et al<span class="elsevierStyleSup">4</span>, la cifra descendería a 128.543, de forma que la diferencia cuantitativa entre estos listados puede ser de hasta el 300%. Además, estas 3 no son las únicas listas utilizadas para la HE. Algún autor incluye dichos listados con modificaciones importantes<span class="elsevierStyleSup">10</span>, otros con modificaciones poco sustanciales<span class="elsevierStyleSup">1</span> y otros han elaborado un listado propio<span class="elsevierStyleSup">11</span>. Para el consenso de la lista de HE, se podría seguir el esquema que proponen Weissman et al<span class="elsevierStyleSup">3</span>, que citan 4 criterios para la selección de las condiciones de HE: el consenso, la importancia, la validez clínica y la claridad de los datos.</p><p class="elsevierStylePara">Las tasas de HE pueden variar además por factores externos que las condicionan. Es decir, tasas altas de morbilidad por causas de HE en la población general harían que aumentara la probabilidad de tener ingresos hospitalarios por estas causas frente a otras zonas que no tuvieran estas tasas elevadas. Así, podría ser un buen indicador de calidad asistencial y del esfuerzo de la atención primaria ver la relación entre tasas de morbilidad por HE en atención primaria e ingresos hospitalarios por HE en la misma zona. Por ejemplo, la prevalencia del asma es mayor entre los pobres, lo cual podría explicar los mayores porcentajes de ingresos hospitalarios para este grupo; reducciones de la tasa en este grupo social podrían indicar una mejora del acceso a la atención primaria.</p><p class="elsevierStylePara">Las tasas de HE también pueden variar por la accesibilidad del centro de salud para la población, y posiblemente sea el factor más importante de los relacionados con la atención primaria<span class="elsevierStyleSup">12-15</span>. Este concepto podría definirse mejor como la facilidad de los pacientes para utilizar los servicios sanitarios de forma adecuada en respuesta a sus necesidades. En este sentido, algún estudio realizado en EE.UU. en relación con la HE, tomándola como indicador global de accesibilidad del sistema<span class="elsevierStyleSup">13,14</span>, concluye que además hay otros factores que influyen en ella, como el número de profesionales sanitarios de atención primaria, la disponibilidad de los servicios, la existencia de ciertos recursos sanitarios (p. ej., los servicios de diagnóstico y laboratorio), de otros diversos como el estado financiero y de seguridad de los pacientes y la propensión de éstos a utilizar los servicios sanitarios. Además, Weissman et al<span class="elsevierStyleSup">3</span> encontraron que los pacientes no asegurados y los que estaban incluidos en el Medicaid tuvieron más probabilidad de ser ingresados en el hospital por causas de HE que los pacientes con seguro privado.</p><p class="elsevierStylePara">Un factor que puede hacer variar las tasas de HE es la distribución etaria de la población. Nuestro estudio coincide en este aspecto con las conclusiones de otros trabajos, donde se observan mayores tasas en pacientes en edades extremas de la vida, es decir, en población infantil<span class="elsevierStyleSup">5,15,16</span> y en población anciana<span class="elsevierStyleSup">6,17,18</span>.</p><p class="elsevierStylePara">Otros factores que hay que tener en cuenta como causas de variabilidad de ingresos por HE serían el estilo de práctica médica, los hábitos profesionales del personal sanitario motivados por la formación teórico-práctica diferente, así como la educación sanitaria y conducta del propio paciente, dado que puede ser más incisivo. Igualmente hay que tener en cuenta que la movilidad de la población puede originar variaciones artificiales de prevalencia de HE en las zonas a las que se desplaza, aunque en España apenas tendría efecto dado que sólo suele ocurrir, en todo caso, en los meses de vacaciones.</p><p class="elsevierStylePara">De todas formas hay que pensar que hay otra serie de factores económicos y sociales que pueden influir en algunos de los factores comentados. Así es poco probable que las clases medias y bajas reciban servicios preventivos, sobre todo en países como EE.UU., donde el nivel económico está muy relacionado con la calidad de la asistencia sanitaria<span class="elsevierStyleSup">5,19</span>. Otro autor<span class="elsevierStyleSup">20</span> demuestra que la incidencia de apendicitis, proceso que generalmente no está relacionado con el nivel de salud y socioeconómico de la población y es una causa incluida en algún listado de HE, es similar tanto en grupos de población asegurada como no asegurada.</p><p class="elsevierStylePara">No obstante, hay que considerar que el factor baja educación de la población está relacionado no solamente con la tasa de HE, sino también con la mortalidad general<span class="elsevierStyleSup">21</span>, con la mortalidad evitable y con la morbilidad y la autopercepción de la salud, según datos de las encuestas poblacionales de salud<span class="elsevierStyleSup">22</span>. Otros factores relacionados con el aumento del riesgo de HE son la edad avanzada y la raza negra<span class="elsevierStyleSup">23,24</span>.</p><p class="elsevierStylePara">En el presente estudio se observó una alta comorbilidad en los pacientes ingresados por HE, lo que hace pensar que el ingreso hospitalario estuvo totalmente justificado. Además, estuvo asociado a un nivel de hospitalización de alta complejidad (lógicamente con mayor valor en el <span class="elsevierStyleItalic"> case-mix</span> y mayor valor en su repercusión de costes) y se dio en pacientes de la tercera edad, con una estancia media y estancia preoperatoria mayores. También apoya que el ingreso por HE fuera adecuado el hecho de que el 90% de todos los ingresados por HE lo hicieron por urgencias, mientras que los ingresados por causas de hospitalización no evitable sólo lo hicieron por este medio en el 65% de los casos.</p><p class="elsevierStylePara">También se encontraron que las tasas de ingresos de HE estaban inversamente relacionadas con la edad. En nuestro trabajo las tasas describieron una línea cóncava: las tasas fueron importantes en los menores de 20 años, disminuyeron en las edades medias de la vida y aumentaron en la población de 70 y más años. En el estudio de Pappas et al<span class="elsevierStyleSup">4</span>, se describe que un 49% de los ingresos por HE identificados mediante el National Hospital Discharge Survey tenía una edad igual o mayor que 65 años, mientras que en el presente estudio dicha tasa, aunque fue alta, se situó en el 35,9%.</p><p class="elsevierStylePara">En un estudio publicado para España<span class="elsevierStyleSup">16</span> los ingresos por causas de HE fueron el 21% de todos los ingresos pediátricos (de 0 a 14 años) y en Cataluña, el 15%; aun así, hay que pensar qué se hizo con el CMBD de 1992 y 1993. El CMBD se estableció como obligatorio para todo el Sistema Nacional de Salud en 1992<span class="elsevierStyleSup">25</span> y sólo a partir de 1996 se ha llegado a codificar la totalidad, aunque siempre puede haber errores de codificación, errores en la mecanización y otros<span class="elsevierStyleSup">26</span>. En nuestro estudio, dichos errores actuarían de forma indiferente tanto en el grupo HE como en el de HNE, es decir, serían errores aleatorios y no tendrían un efecto diferencial.</p><p class="elsevierStylePara">Otro factor implicado por algún autor<span class="elsevierStyleSup">24</span> en la mayor tasa de HE es el nivel de ruralidad que tiene la población, e incluso la proximidad o no a áreas más pobladas. Un problema común a todos estos estudios realizados en áreas pequeñas es la falacia ecológica que se introduce y que es muy difícil de determinar y evitar.</p><p class="elsevierStylePara">Es interesante el efecto que produjo el tamaño del hospital en la demanda asistencial de pacientes HE, en parte lógico, dadas las características ya comentadas de dichos pacientes. Pero la cuestión que cabría situar aquí es si los centros de salud también sufren un efecto semejante, es decir, si existen diferencias entre la morbilidad de HE en los centros de salud en función estrictamente de que esté situado en un área sanitaria dependiente de un hospital grande o pequeño, o es posible que también tenga efecto el propio tamaño del centro de salud.</p><p class="elsevierStylePara">Por último, un factor a controlar en el estudio del modelo es el de la multicolinealidad, puesto que la magnitud de la asociación entre 2 variables sociodemográficas tiende a ser sustancialmente mayor en los estudios ecológicos que en los desagregados. El presente estudio tiene la ventaja de que, al ser un estudio ecológico intranacional, la fuente de datos es la misma para todas las unidades y, por tanto, más homogénea.</p><p class="elsevierStylePara">De todas formas, un mejor conocimiento de los factores relacionados con el riesgo de HE en los individuos permitirá a los administradores del sistema sanitario mejorar la efectividad de la atención primaria y, por consiguiente, reducir las tasas de HE, que, como se ha visto, son cuantitativamente importantes, pero aún lo son más por su repercusión en la calidad y en los costes de la asistencia sanitaria.</p>" "pdfFichero" => "2v122n17a13061386pdf001.pdf" "tienePdf" => true "PalabrasClave" => array:1 [ "en" => array:1 [ 0 => array:4 [ "clase" => "keyword" "titulo" => "Keywords" "identificador" => "xpalclavsec693826" "palabras" => array:3 [ 0 => "Avoidable hospitalization" 1 => "Ambulatory care sensitive conditions" 2 => "Quality of care" ] ] ] ] "tieneResumen" => true "resumen" => array:1 [ "en" => array:1 [ "resumen" => "Background and objective: Hospitalizations that could have been prevented with a timely and effective ambulatory care are known as avoidable hospitalizations (AH). 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