Validación de la Escala de Orpington como instrumento pronóstico de la Enfermedad Cerebrovascular Aguda
Validation of Orpington pronostic scale
E.. San Cristóbal Velasco, J.. Gutiérrez Rodríguez, C.. Varela Suárez, E.. López Álvarez, J J. Solano Jaurrieta
Leído
9235
Vecesse ha leído el artículo
96
Total PDF
9139
Total HTML
Compartir estadísticas
array:18 [ "pii" => "13006077" "issn" => "0211139X" "estado" => "S300" "fechaPublicacion" => "1999-05-01" "documento" => "article" "crossmark" => 0 "subdocumento" => "fla" "cita" => "Rev Esp Geriatr Gerontol. 1999;34:135-40" "abierto" => array:3 [ "ES" => true "ES2" => true "LATM" => true ] "gratuito" => true "lecturas" => array:2 [ "total" => 4648 "formatos" => array:3 [ "EPUB" => 90 "HTML" => 4482 "PDF" => 76 ] ] "itemSiguiente" => array:15 [ "pii" => "13006078" "issn" => "0211139X" "estado" => "S300" "fechaPublicacion" => "1999-05-01" "documento" => "article" "crossmark" => 0 "subdocumento" => "fla" "cita" => "Rev Esp Geriatr Gerontol. 1999;34:141-9" "abierto" => array:3 [ "ES" => true "ES2" => true "LATM" => true ] "gratuito" => true "lecturas" => array:2 [ "total" => 3298 "formatos" => array:3 [ "EPUB" => 52 "HTML" => 3191 "PDF" => 55 ] ] "es" => array:8 [ "idiomaDefecto" => true "titulo" => "Perfil del cuidador, carga familiar y severidad de la demencia en tres ámbitos diferentes: domicilio, centro de día y residencia de válidos" "tieneTextoCompleto" => "es" "paginas" => array:1 [ 0 => array:2 [ "paginaInicial" => "141" "paginaFinal" => "149" ] ] "titulosAlternativos" => array:1 [ "en" => array:1 [ "titulo" => "Profile of care provider, family responsibility and severity of the dementia in three different environments: home, day care center and elderly residency for the self-capacitated" ] ] "contieneTextoCompleto" => array:1 [ "es" => true ] "resumenGrafico" => array:2 [ "original" => 0 "multimedia" => array:6 [ "identificador" => "fig1" "tipo" => "MULTIMEDIAFIGURA" "mostrarFloat" => true "mostrarDisplay" => false "copyright" => "Elsevier España" "figura" => array:1 [ 0 => array:4 [ "imagen" => "124v34n3-13006078fig01.jpg" "Alto" => 169 "Ancho" => 229 "Tamanyo" => 9312 ] ] ] ] "autores" => array:1 [ 0 => array:2 [ "autoresLista" => "F. Gómez-Busto, L. Ruiz de Alegría, A. B. Martín, B. San Jorge, J. Letona" "autores" => array:5 [ 0 => array:2 [ "Iniciales" => "F." "apellidos" => "Gómez-Busto" ] 1 => array:2 [ "Iniciales" => "L." "apellidos" => "Ruiz de Alegría" ] 2 => array:2 [ "Iniciales" => "A. B." "apellidos" => "Martín" ] 3 => array:2 [ "Iniciales" => "B." "apellidos" => "San Jorge" ] 4 => array:2 [ "Iniciales" => "J." "apellidos" => "Letona" ] ] ] ] ] "idiomaDefecto" => "es" "EPUB" => "https://multimedia.elsevier.es/PublicationsMultimediaV1/item/epub/13006078?idApp=UINPBA00004N" "url" => "/0211139X/0000003400000003/v0_201308010853/13006078/v0_201308010853/es/main.assets" ] "itemAnterior" => array:15 [ "pii" => "13006076" "issn" => "0211139X" "estado" => "S300" "fechaPublicacion" => "1999-05-01" "documento" => "article" "crossmark" => 0 "subdocumento" => "fla" "cita" => "Rev Esp Geriatr Gerontol. 1999;34:125-34" "abierto" => array:3 [ "ES" => true "ES2" => true "LATM" => true ] "gratuito" => true "lecturas" => array:2 [ "total" => 3628 "formatos" => array:3 [ "EPUB" => 27 "HTML" => 3543 "PDF" => 58 ] ] "es" => array:7 [ "idiomaDefecto" => true "titulo" => "La depresión como factor predictor del deterioro cognitivo en las personas mayores" "tieneTextoCompleto" => "es" "paginas" => array:1 [ 0 => array:2 [ "paginaInicial" => "125" "paginaFinal" => "134" ] ] "titulosAlternativos" => array:1 [ "en" => array:1 [ "titulo" => "Depression as a predictive factor of cognitive decline in elderly persons" ] ] "contieneTextoCompleto" => array:1 [ "es" => true ] "autores" => array:1 [ 0 => array:2 [ "autoresLista" => "M V Zunzunegui, F. Béland, I. Gornemann, T. Del Ser" "autores" => array:4 [ 0 => array:2 [ "Iniciales" => "M V" "apellidos" => "Zunzunegui" ] 1 => array:2 [ "Iniciales" => "F." "apellidos" => "Béland" ] 2 => array:2 [ "Iniciales" => "I." "apellidos" => "Gornemann" ] 3 => array:2 [ "Iniciales" => "T." "apellidos" => "Del Ser" ] ] ] ] ] "idiomaDefecto" => "es" "EPUB" => "https://multimedia.elsevier.es/PublicationsMultimediaV1/item/epub/13006076?idApp=UINPBA00004N" "url" => "/0211139X/0000003400000003/v0_201308010853/13006076/v0_201308010853/es/main.assets" ] "es" => array:9 [ "idiomaDefecto" => true "titulo" => "Validación de la Escala de Orpington como instrumento pronóstico de la Enfermedad Cerebrovascular Aguda" "tieneTextoCompleto" => true "paginas" => array:1 [ 0 => array:2 [ "paginaInicial" => "135" "paginaFinal" => "140" ] ] "autores" => array:1 [ 0 => array:2 [ "autoresLista" => "E. San Cristóbal Velasco, J. Gutiérrez Rodríguez, C. Varela Suárez, E. López Álvarez, J J Solano Jaurrieta" "autores" => array:5 [ 0 => array:2 [ "Iniciales" => "E." "apellidos" => "San Cristóbal Velasco" ] 1 => array:2 [ "Iniciales" => "J." "apellidos" => "Gutiérrez Rodríguez" ] 2 => array:2 [ "Iniciales" => "C." "apellidos" => "Varela Suárez" ] 3 => array:2 [ "Iniciales" => "E." "apellidos" => "López Álvarez" ] 4 => array:2 [ "Iniciales" => "J J" "apellidos" => "Solano Jaurrieta" ] ] ] ] "titulosAlternativos" => array:1 [ "en" => array:1 [ "titulo" => "Validation of Orpington pronostic scale" ] ] "textoCompleto" => "<p class="elsevierStylePara">ORIGINAL</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">Validación de la Escala de Orpington como instrumento pronóstico de la Enfermedad Cerebrovascular Aguda</p><p class="elsevierStylePara">San Cristóbal Velasco, E.; Gutiérrez Rodríguez, J.*; Varela Suárez, C.; López Álvarez, E. y Solano Jaurrieta, J. J.</p><p class="elsevierStylePara">Servicio de Geriatría. Hospital Monte Naranco. Oviedo. * Clínica Rozona. Avilés (Asturias).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Correspondencia:</span> Esther San Cristóbal Velasco. Servicio de Geriatría. Hospital Monte Naranco. Dres. Fernández Vega, s/n. 33012 Oviedo.</p><p class="elsevierStylePara">Recibido el 3-9-98; aceptado el 14-4-99.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">RESUMEN</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">OBJETIVO:</span> Traducción y validación en nuestro medio de la Orpington Pronostic Scale.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">MATERIAL Y MÉTODOS:</span> Estudio epidemiológico, longitudinal y prospectivo, realizado sobre 218 pacientes de una Unidad de Ictus dependiente de un Servicio de Geriatría. El protocolo de estudio incluía una serie de variables sociodemográficas, funcionales y clinicoasistenciales, estudiándose la variabilidad interobservador, la consistencia interna de la escala y el posible valor pronóstico en base a su relación con las variables de mejoría funcional.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">RESULTADOS:</span> Al analizar la concordancia entre observadores para la puntuación global de la escala de Orpington se obtuvo un índice kappa de 0,886 (p< 0,0001).</p><p class="elsevierStylePara">La matriz de correlación entre los ítems del Orpington refleja una aceptable correlación y se observa una buena consistencia interna con un valor alfa de Cronbach alto (0,8169). En lo que respecta a la correlación entre la escala de Orpington y las variables incluidas en el estudio, se detectó una fuerte correlación entre la misma y el índice de Barthel al alta (IBA) (r= ­0,815; p< 0,01). También se detectaron diferencias significativas al analizar la posible asociación entre los tres estratos pronósticos de la escala y la mortalidad, la estancia hospitalaria, el IBA, la ganancia funcional, el Índice de Heinemann (IH), el IH corregido, la eficiencia y el índice de institucionalización al alta.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">CONCLUSIONES:</span> La escala Pronóstica de Orpington en su versión española es un instrumento de rápida y fácil aplicación. Muestra una elevada reproducibilidad y una adecuada validez como indicador pronóstico al clasificar a los pacientes en tres grupos bien diferenciados con las variables de resultado propuestas.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Palabras clave</span></p><p class="elsevierStylePara">Unidad de Ictus. Ganancia funcional. Indicador pronóstico. Escala de Orpington.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Validation of Orpington pronostic scale</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">SUMMARY</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">OBJETIVE:</span> To translate and to determine the validity of Orpington Pronostic Scale in our Stroke Unit.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">MATERIAL AND METHODS:</span> Epidemiological, longitudinal and prospective study was conducted in 218 stroke patients hospitalized in our Geriatric service. Protocol included sociodemographical, funtional, clinical and assistencial variables. We studied the interobserver variability, the internal consistency and its possible correlation with the funtional variables.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">RESULTS:</span> Analising the concordance between observer for the global score of the Orpington scale we found a Kappa index of 0.886 (p< 0.0001). The correlation matrix between the Orpington''s items reflects an aceptable correlation and good internal consistency with a hight Cronbach alpha (0.8977). Refering to the correlation among the Orpington scale and the variables included in the study we detected a strong correlation between itself and the Barthel index at discharge (r= ­0.815; p< 0.01). Also we detected significative differences analising the possible association among the three prognostic groups of scale and the mortality, length of stay, Barthel index at discharge, funtional improvement, Heinemann Iindex, corrected Heinemann index, efficiency and percentage of discharged to institutional care.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">CONCLUSIONS:</span> The Spanish Orpington Prognostic Scale version is a fast and easy aplication instrument. It shows a hight reproducibility and adecuate validity as prognostic indicator to classiffy the patients in three differents groups with outcomes variables proposed.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Key words</span></p><p class="elsevierStylePara">Stroke unit. Funtional improvement. Prognostic indicator. Orpington Scale.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">INTRODUCCION</span></p><p class="elsevierStylePara">La Enfermedad Cerebrovascular Aguda (ECV) es una condición de alta incidencia y mortalidad, que produce una importante proporción de supervivientes con déficits físicos, cognitivos y psicosociales. El envejecimiento de la población y la aparición de nuevas terapias que disminuyen la mortalidad de este proceso, nos sugiere una tendencia al incremento de la proporción de pacientes con incapacidad (1).</p><p class="elsevierStylePara">Al mismo tiempo que se desarrollan medidas de prevención del ictus, deberíamos dirigir nuestros esfuerzos a la prevención de la incapacidad, maximizando la calidad de vida de quienes han sufrido las consecuencias de esta enfermedad (2).</p><p class="elsevierStylePara">Las Unidades especializadas de Ictus, en comparación con los sistemas de cuidados tradicionales aportados en las unidades generales reducen la mortalidad y los índices de dependencia e institucionalización (3-9) por lo que la admisión temprana en este tipo de unidades de los pacientes que han sufrido una ECV está recomendada desde 1994 por el Stroke Council de la American Heart Association (10). En ellas, los pacientes reciben un diagnóstico coordinado, una adecuada sistemática de prevención de complicaciones secundarias al inmovilismo y tratamiento rehabilitador de sus diversos déficits (11).</p><p class="elsevierStylePara">Aunque las decisiones relativas al nivel de rehabilitación adecuado para cada paciente se basan en parámetros clínicos individuales, se tiende a clasificar los pacientes en grupos, según la severidad del ECV, en un intento de predecir su evolución funcional, aun en la fase aguda, identificando aquellos que con mayor probabilidad se beneficien de un programa intensivo de rehabilitación. Los Indicadores pronósticos basados en la exploración neurológica standard no han sido del todo útiles en la práctica clínica (12), y así mismo las escalas funcionales pueden no reflejar la verdadera incapacidad secundaria al problema que nos ocupa (13). En los últimos años han aparecido instrumentos que estratifican a los pacientes, de acuerdo con el pronóstico esperado, como La Edinburgh Pronostic Score que, incorporando la medida de la fuerza en brazo, propiocepción y equilibrio, permite predecir la habilidad de los pacientes para la realización de actividades de la vida diaria a las 16 semanas de evolución e identificar un grupo de pacientes con muy poca respuesta al tratamiento rehabilitador (14-15). Kalra et al, al estimar que el deterioro cognitivo pueda determinar el resultado, modifican la inicial escala de Edimburgo, incluyendo un test de valoración cognitiva (Mental Test Score of Hodkinson). Esta version modificada se ha llamado Orpington Prognostic Scale (Anexo I) y ha demostrado utilidad como indicador pronóstico, con especial idoneidad para ancianos mayores de 75 años, pudiendo ayudar a la selección de pacientes con mayor probabilidad de beneficio de un programa de rehabilitación en una Unidad de Ictus (16-18).</p><p class="elsevierStylePara">Debido a que en nuestro medio existe escasa experiencia en la utilización de este tipo de escalas pronósticas, nos planteamos como objetivo de este estudio la traducción y validación en nuestro medio de la Orpington Pronostic Scale.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">MATERIAL Y MÉTODO</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Ámbito de Estudio. Características de la Unidad</span></p><p class="elsevierStylePara">Se trata de un estudio epidemiológico, longitudinal y prospectivo, realizado en la Unidad de Ictus del Servicio de Geriatría del Hospital Monte Naranco (HMN) de Oviedo, donde desde 1992 funciona un programa de coordinación con el servicio de Neurología del Hospital Central de Asturias (HCA), para el manejo conjunto de pacientes mayores de 65 años que ingresan tras sufrir un ACV (19).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Características estructurales</span></p><p class="elsevierStylePara">La Unidad de Ictus consta de 25 camas, dedicándose exclusivamente al manejo multidisciplinar del paciente con ACV. El personal, tanto médico como de enfermería, esta específicamente entrenado para el trabajo en la unidad. El equipo multidisciplinar esta compuesto por médico geriatra, enfermera supervisora, trabajador social, psicóloga, especialista en rehabilitación, foniatra y médico responsable del hospital de día geriátrico.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Características funcionales</span></p><p class="elsevierStylePara">En el servicio de Neurología se realiza el diagnóstico clínico y determinadas pruebas complementarias, incluido CT craneal, con traslado posterior al HMN. En este último centro el plan de cuidados está enfocado principalmente a la rehabilitación funcional y prevención del déficit permanente, llevándose a cabo una valoración integral (clínica, funcional, mental y social) y sesiones interdisciplinarias semanales, con participación de todo el personal implicado.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Población de estudio</span></p><p class="elsevierStylePara">La población de estudio se compuso de los pacientes ingresados y dados de alta en la unidad entre el 1 de abril de 1997 y el 31 de marzo de 1998. Se incluyeron prospectivamente 218 sujetos, que representan el 79% del total de ingresos, con una media de días de ingreso en el servicio Neurología de 5,02 ± 1,98.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Criterios de exclusión</span></p><p class="elsevierStylePara">Se excluyeron del estudio los pacientes derivados con un tiempo de evolución del ACV mayor de una semana, por la imposibilidad de realización de la clasificación pronóstica en ese tiempo. Para el análisis de la correlación de la Escala Pronóstica de Orpington con las variables de situación funcional al alta, se excluyeron los pacientes que causaron exitus (n= 38).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Variables de estudio</span></p><p class="elsevierStylePara">El protocolo de estudio incluía las siguientes:</p><p class="elsevierStylePara">1. Sociodemográficas:</p><p class="elsevierStylePara">a) Edad.</p><p class="elsevierStylePara">b) Sexo.</p><p class="elsevierStylePara">2. Funcionales:</p><p class="elsevierStylePara">a) Valoración de la capacidad funcional en actividades básicas de la vida diaria mediante el índice de Barthel (20), previo (IBP), al ingreso (IBI) y al alta (IBA).</p><p class="elsevierStylePara">b) La mejoría funcional se registra con los siguientes indicadores (21):</p><p class="elsevierStylePara">* Ganancia funcional (IBA - IBI).</p><p class="elsevierStylePara">* Porcentaje de ganancia potencial obtenido o Índice de Heinemann (IH) (calculado como IBA-IBI / 100-IBI * 100 ).</p><p class="elsevierStylePara">* Índice de Heinemann corregido (IHc). Se obtiene al sustituir el valor de 100 existente en el denominador del IH (que asume un IBP de 100 en todos los pacientes), por el valor real del IBP.</p><p class="elsevierStylePara">3. Clinicoasistenciales:</p><p class="elsevierStylePara">a) Escala Pronóstica de Orpington (16) (Anexo I).</p><p class="elsevierStylePara">En este estudio, en lugar del Mental Test Score of Hodkinson, utilizamos para la valoración cognitiva la adaptación validada española del SPMSQ de Pfeiffer (22), que contiene un numero de ítems y puntuación igual, y es mucho más conocida y utilizada en nuestro medio.</p><p class="elsevierStylePara">La puntuación de la Escala de Orpington varía en un rango de 1,6 (mejor pronóstico) a 6,8 (peor pronóstico), permitiendo clasificar a los pacientes en tres grupos pronósticos: Bueno (menos de 3 puntos), moderado (entre 3 y 5 puntos) y malo (mayor de 5 puntos) (18).</p><p class="elsevierStylePara">Se realiza una traducción del inglés al castellano, por los autores, de forma semántica, y una retrotraducción por una persona desconocedora de la versión original, con una posterior confrontación de las traducciones (23).</p><p class="elsevierStylePara">b) Días de estancia hospitalaria.</p><p class="elsevierStylePara">c) Tasa de mortalidad.</p><p class="elsevierStylePara">d) Eficiencia de la ganancia funcional, expresado como el cociente de ganancia funcional y estancia (IBA-IBI /estancia) (24).</p><p class="elsevierStylePara">e) Tasa de institucionalización al alta.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Recogida de datos</span></p><p class="elsevierStylePara">Los protocolos de estudio fueron aplicados por personal médico adecuadamente adiestrado en la valoración geriátrica. El día de ingreso se recogió la puntuación en el Índice de Barthel en ese momento (IBI) y, de forma retrospectiva, la puntuación en el mes anterior a sufrir el evento que condicionó el ingreso (IBP). También se recogió la puntuación en dicho índice el día del alta hospitalaria (IBA). La escala de Orpington fue aplicada a los siete días de haber sufrido el ACV. Los días de estancia hospitalaria fueron recogidos a través de la unidad de codificación. En el momento del alta se recogía el lugar de destino del paciente.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Análisis estadístico</span></p><p class="elsevierStylePara">Se estudió la variabilidad interobservador, la consistencia interna de la escala y el posible valor pronóstico en base a su relación con las variables de «mejoría funcional» consideradas.</p><p class="elsevierStylePara">Para la obtención del índice de concordancia entre evaluadores o índice kappa, los 50 primeros casos fueron evaluados por dos observadores distintos, quienes aplicaron por separado la escala de Orpington a cada paciente en el mismo día, para evitar cambios espontáneos en la exploración neurológica. Asimismo, se realizó un estudio de consistencia interna mediante la matriz de correlación y el coeficiente alfa de Cronbach, utilizando 100 escalas pronósticas seleccionadas aleatoriamente (23, 25).</p><p class="elsevierStylePara">Para el análisis de la correlación entre la escala de Orpington y las variables de «mejoría funcional» e institucionalización al alta se utilizó el coeficiente de correlación de Pearson cuando se consideró la puntuación global en la escala, y el análisis de la varianza de una vía para las variables cuantitativas cuando se estratificó la puntuación de la escala en los estratos pronósticos. En el caso de la variable cualitativa «institucionalización», la comparación entre los grupos se llevó a cabo mediante el test estadístico chi-cuadrado.</p><p class="elsevierStylePara">El soporte informático utilizado en el análisis fue el programa estadístico SPSS 7.5 para Windows.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">RESULTADOS</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Descriptivos</span></p><p class="elsevierStylePara">Un total de 218 sujetos fueron incluidos en el estudio. La edad media fue de 80 ± 7,2 años, siendo el 65,6% mujeres.</p><p class="elsevierStylePara">Las medias en el Índice de Barthel fueron de 87 ± 22,6 previamente al ingreso, de 26,8 ± 29,7 en el momento del ingreso y de 53,6 ± 35,7 puntos al alta.</p><p class="elsevierStylePara">La estancia media de los sujetos en la unidad fue de 18,1 ± 15,2 días, detectándose una mortalidad del 17,4% (n= 38) y un índice de institucionalización del 16,9% (n= 37).</p><p class="elsevierStylePara">La puntuación media del Orpington a la semana del ACV se situó en 4,5 ± 1,8 puntos, permitiéndonos clasificar el 32,6% (n = 71) de los pacientes en el grupo de buen pronóstico, el 24,3% (n = 53) en el de moderado y el 43% (n = 94) en el de malo.</p><p class="elsevierStylePara">Las características de la muestra por grupos pronósticos se describen en la tabla I.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><table><tr><td colspan="4"><p class="elsevierStylePara">Tabla I. Características de la muestra por grupos pronósticos.</p></td></tr><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr><tr align="RIGHT"><td></td><td colspan="3"><span class="elsevierStyleItalic"> Pronóstico</span></td></tr><tr align="RIGHT"><td></td><td colspan="3"><hr></hr></td></tr><tr align="RIGHT"><td></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Bueno</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Moderado</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Malo</span></td></tr><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr><tr align="RIGHT"><td>Edad**</td><td>77,73 ± 0,9</td><td>80 ± 6,5</td><td>81,7 ± 7,5</td></tr><tr align="CENTER"><td>Sexo mujer*</td><td>0,294</td><td>0,273</td><td>0,434</td></tr><tr align="RIGHT"><td>IB previo</td><td>94,3 ± 11,7 </td><td>88,5 ± 20,1</td><td>80,6 ± 27,9</td></tr><tr align="RIGHT"><td>IB ingreso</td><td>56,7 ± 21,8</td><td>28,3 ± 24,6</td><td>3,3 ± 10,8</td></tr><tr align="RIGHT"><td>IB alta </td><td>79,8 ± 22,2</td><td>55,2 ± 26,7</td><td>19,4 ± 25,9</td></tr><tr align="RIGHT"><td>Orpington a la semana</td><td>2,45 ± 0,9</td><td>4,16 ± 0,5</td><td>6,32 ± 0,6</td></tr><tr><td>Mortalidad </td><td>0</td><td>1,9%</td><td>39,4%</td></tr><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr><tr><td colspan="4">** p< 0,01; * ns; para el resto p< 0,001. IB: Índice de Barthel.</td></tr><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr></table><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Analíticos</span></p><p class="elsevierStylePara">Al analizar en los 50 primeros protocolos de estudio la concordancia entre observadores para la puntuación global de la escala de Orpington se obtuvo un índice kappa de 0,886 (p< 0,0001). Asimismo, cuando se analizó la concordancia entre los evaluadores para la clasificación de los pacientes en los distintos rangos pronósticos se obtuvo un índice kappa de 1 (p< 0,0001).</p><p class="elsevierStylePara">En las tablas II y III se recogen la matriz de correlación entre los ítems del Orpington y los índices de consistencia interna para los 100 primeros sujetos incluidos en el estudio. En ellas se aprecia una aceptable correlación entre los ítems de la escala y una buena consistencia interna reflejada por un valor alfa de Cronbach alto.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><table><tr><td colspan="5"><p class="elsevierStylePara">Tabla II. Matriz de correlación entre los ítems de la escala de Orpington.</p></td></tr><tr><td colspan="5"><hr></hr></td></tr><tr><td></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Brazo</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Pulgar</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Equilibrio</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Pfeiffer</span></td></tr><tr><td colspan="5"><hr></hr></td></tr><tr><td>Brazo</td><td>1,0000</td></tr><tr align="CENTER"><td>Pulgar</td><td>0,4786</td><td>1,0000</td></tr><tr align="CENTER"><td>Equilibrio</td><td>0,7023</td><td>0,5434</td><td>1,0000</td></tr><tr><td>Pfeiffer</td><td>0,4177</td><td>0,6023</td><td>0,4195</td><td>1,0000</td></tr><tr><td colspan="5"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="5">p< 0,01</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="5"><hr></hr></td></tr></table><table><tr align="CENTER"><td colspan="5">Tabla III. Índices de consistencia interna de la escala de Orpington.</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="5"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Media si</span><span class="elsevierStyleItalic">el ítem</span><span class="elsevierStyleItalic">se excluye</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Varianza</span><span class="elsevierStyleItalic">si el ítem</span><span class="elsevierStyleItalic">se excluye</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Correlación</span><span class="elsevierStyleItalic">ítem-total</span><span class="elsevierStyleItalic"> corregida</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Alfa si</span><span class="elsevierStyleItalic">el ítem</span><span class="elsevierStyleItalic">se excluye</span></td></tr><tr><td colspan="5"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td>Brazo</td><td>1,6970</td><td>1,4574</td><td>0,6369</td><td>0,7668</td></tr><tr align="CENTER"><td>Pulgar</td><td>2,0202</td><td>1,7833</td><td>0,6472</td><td>0,7467</td></tr><tr align="CENTER"><td>Equilibrio</td><td>1,8283</td><td>1,8612</td><td>0,6991</td><td>0,7327</td></tr><tr><td>Pfeiffer</td><td>1,6788</td><td>1,8994</td><td>0,5613</td><td>0,7854</td></tr><tr><td colspan="5"><hr></hr></td></tr><tr><td colspan="5"><p class="elsevierStylePara">Media de la escala = 4,0081; varianza de la escala = 2,9232; alfa = 0,8065; alfa estandarizado = 0,8169.</p></td></tr><tr><td colspan="5"><hr></hr></td></tr></table><p class="elsevierStylePara">En lo que respecta a la correlación entre la escala de Orpington y las variables incluidas en el estudio (tabla IV), se detectó una fuerte correlación entre la misma y el índice de Barthel al alta (r= ­0,815; p< 0,01). En este caso, el valor del coeficiente de correlación es negativo debido a la diferente dirección de estos instrumentos (mientras que en el Indice de Barthel las puntuaciones más altas reflejan una mayor independencia funcional, en la escala de Orpington las puntuaciones mayores reflejan un peor pronóstico).</p><p class="elsevierStylePara"> </p><table><tr><td colspan="2"><p class="elsevierStylePara">Tabla IV. Correlación entre la escala de Orpington y las variables consideradas en el estudio.</p></td></tr><tr><td colspan="2"><hr></hr></td></tr><tr><td>Edad</td><td>0,280</td></tr><tr><td>Días de estancia </td><td>0,230</td></tr><tr><td>Índice de Barthel al alta</td><td>­0,815</td></tr><tr><td>Ganancia funcional</td><td>­0,211*</td></tr><tr><td>Índice de Hienemann</td><td>­0,574</td></tr><tr><td>Índice de Heinemann corregido</td><td>-0,461</td></tr><tr><td>Eficiencia</td><td>­0,490</td></tr><tr><td>Institucionalización</td><td>0,357</td></tr><tr><td colspan="2">* p< 0,01; para el resto p< 0,001.</td></tr><tr><td colspan="2"><hr></hr></td></tr></table><p class="elsevierStylePara">Asimismo, se detectó una asociación estadísticamente significativa entre la puntuación en el Orpington y la mortalidad durante el ingreso, de forma que los éxitus presentaban mayor puntuación (6,6 ± 0,6 en éxitus vs 4,1 ± 1,7 en no éxitus; p< 0,001).</p><p class="elsevierStylePara">También se detectaron diferencias significativas al analizar la posible asociación entre los tres estratos pronósticos de la escala y la estancia hospitalaria, el IBA, la ganancia funcional, el IH, el IHc, la eficiencia y el índice de institucionalización al alta (tabla V).</p><p class="elsevierStylePara"> </p><table><tr align="RIGHT"><td colspan="4"><p class="elsevierStylePara">Tabla V. Asociaciones detectadas entre los grados pronósticos de la escala de Orpington y las variables consideradas en el estudio.</p></td></tr><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr><tr align="RIGHT"><td></td><td colspan="3"><span class="elsevierStyleItalic"> Pronóstico</span></td></tr><tr align="RIGHT"><td></td><td colspan="3"><hr></hr></td></tr><tr align="RIGHT"><td></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Bueno</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Moderado</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Malo</span></td></tr><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr><tr align="RIGHT"><td>Días de estancia </td><td>12,4 ± 8,1</td><td>20,4 ± 16,5</td><td>21,4 ± 17,5</td></tr><tr align="RIGHT"><td>Índice de Barthel al alta</td><td>79,8 ± 22,2</td><td>55,2 ± 26,8</td><td>19,5 ± 25,9</td></tr><tr align="RIGHT"><td>Ganancia funcional*</td><td>22,5 ± 16,4 </td><td>27,7 ± 21,8 </td><td>14 ± 22,3</td></tr><tr align="RIGHT"><td>Índice de Hienemann (%)</td><td>57 ± 0,36</td><td>39 ± 0,30</td><td>15 ± 0,23</td></tr><tr align="RIGHT"><td>I. Heinemann corregido (%)</td><td>70 ± 0,64</td><td>43 ± 0,32</td><td>16 ± 0,25</td></tr><tr align="RIGHT"><td>Eficiencia</td><td>2,56 ± 2,5</td><td>1,68 ± 1,57</td><td>0,47 ± 0,85</td></tr><tr><td>Institucionalización </td><td>8,4%</td><td>19,23%</td><td>36,8%</td></tr><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr><tr><td colspan="4">* p< 0,01; para el resto p< 0,001.</td></tr><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr></table><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">DISCUSION</span></p><p class="elsevierStylePara">Para interpretar correctamente los resultados de nuestro estudio deberíamos considerar inicialmente las siguientes limitaciones: En primer lugar, el mismo se ha realizado en una unidad de características muy concretas, una Unidad de Ictus en la que los criterios de admisión son muy amplios (edad > 65 años e ingreso en neurología con el diagnóstico de ECV en las 72 horas previas, los pacientes son valorados por el equipo de nuestra Unidad, siendo trasladados cuando en el Servicio de Neurología han cumplimentado el diagnóstico) y cuya metodología de trabajo se encuentra muy protocolizada. Por otra parte, los pacientes son trasladados con una media de tiempo de evolución de 5,02 ± 1,98 días, por lo que están excluidos los que fallecen precozmente y aquellos que, por una recuperación neurológica espontánea u otras consideraciones, son dados de alta en ese tiempo<span class="elsevierStyleItalic">.</span> Por último, y dado que el ingreso se realiza en la fase precoz de la ECV, los cuidados se dirigen tanto a pacientes que requieren tratamiento agudo y estabilización, como a los que ya están realizando tratamiento rehabilitador, bien de forma pasiva o activa. Por ello, y teniendo en cuenta estas premisas, nuestros resultados no serían generalizables a otro tipo de unidades.</p><p class="elsevierStylePara">Aun así, la muestra incluye un suficiente número de pacientes de cada uno de los tres grupos pronósticos generados por la escala, por lo que los resultados obtenidos pueden considerarse demostrativos de las características y propiedades del instrumento estudiado.</p><p class="elsevierStylePara">La escala Pronóstica de Orpington en su versión española, es un instrumento de rápida y fácil aplicación, incluyendo ítems de la práctica clínica habitual, que muestra una elevada reproducibilidad tanto para la puntuación global de la escala como para su estratificación, y una adecuada validez como indicador pronóstico al clasificar los pacientes en tres grupos bien diferenciados en el momento del ingreso: ECV leve con ligera dependencia en el IBI, ECV moderado con dependencia severa y ECV severo con dependencia total, permitiendo describir diferencias significativas con las variables de resultado propuestas (mortalidad, IBA, ganancia funcional, estancia e institucionalización).</p><p class="elsevierStylePara">Aunque no se debe descartar la posibilidad de una recuperación neurológica que permita al paciente pasar a un estrato pronóstico mejor, el tiempo de evolución en el que se realiza la evaluación tiene una especial importancia, por la necesidad de predecir precozmente los posibles resultados de nuestra actividad, evitando la utilización de recursos que, generando costes, no se relacionen con los resultados finales obtenidos. En este estudio utilizamos la escala transcurrida la primera semana de la ECV, consiguiendo una correlación lo suficientemente alta con el IBA (r= 0,81) como para iniciar el proceso de toma de decisiones en relación con todos los grupos, y no únicamente para los pacientes de alta temprana, descritos en el estudio de Orpington (11).</p><p class="elsevierStylePara">La fiabilidad alcanzada mediante la utilización de los mencionados grupos pronósticos nos permite establecer las siguientes hipótesis relativas al tipo de atención más eficiente para cada tipo de pacientes, hipótesis que se encuentran avaladas por la literatura, pero que aún están pendientes de confirmar definitivamente.</p><p class="elsevierStylePara">1. El grupo de buen pronóstico podría ser subsidiario de realizar tratamiento funcional en un servicio de rehabilitación de forma externa, o en unidades alternativas a la hospitalización convencional, más conectadas con la comunidad y que permiten una integración más rápida en ella, como los Hospitales de Día. Puesto que se trata de estructuras que ofrecen una menor intensidad de tratamiento, y que obvian gran parte de los gastos «hosteleros», pueden ofrecer una mejor relación coste-efectividad (25, 26).</p><p class="elsevierStylePara">2. Los pacientes de moderado pronóstico, en función de su dependencia severa, aunque potencialmente reversible, para a las actividades de la vida diaria, son probablemente los que más se benefician de ingreso en una unidad semejante a la que es objeto de este estudio, en la que tras un período de rehabilitación consiguen una mayor independencia, elevando sus probabilidades de retornar a la comunidad (4, 6).</p><p class="elsevierStylePara">3. Los pacientes incluidos en el grupo de mal pronóstico presentan mayor mortalidad, menor ganancia funcional y un alto índice de institucionalización al alta, por lo que en este grupo, y aunque se precisen valoraciones periódicas de los posibles cambios neurológicos y funcionales, es preciso buscar precozmente otras alternativas de cuidados a largo plazo, ya sean institucionales o domiciliarias (27).</p><p class="elsevierStylePara">Sin embargo, y aunque esta propuesta pueda parecer razonable, aún se requieren estudios comparativos de diversas formas alternativas de cuidado, a fin de conseguir una selección fundamentada de las más eficientes. Pero tanto las características estructurales y funcionales de las unidades de ictus como la complejidad de los pacientes que tratan son muy variables, obstaculizando el desarrollo de este tipo de estudios. También en este campo instrumentos como el propuesto por nosotros pueden resultar de gran ayuda, ya que al estratificar las poblaciones en función de complejidad y pronóstico esperado permiten ajustar las pretendidas comparaciones, de modo que ni los pacientes más complejos, ni las unidades que los tratan puedan quedar excluidos del sistema de cuidados (28).</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">BIBLIOGRAFIA</span></p><p class="elsevierStylePara">1.Gresham GE, Alexander D, Bishop DS, Giuliani C, Goldberg G, Holland A, et al. American Heart Association prevention conference: Rehabilitation. Stroke 1997;28:1522-6.</p><p class="elsevierStylePara">2.Hoenig H, Nusbaum N, Brummel-Smith. Geriatric rehabilitation: State of the art. J Am Geriatr Soc 1997;45:1371-81.</p><p class="elsevierStylePara">3.Laghorne P, Williams BO, Gilchrist W, Howie K. Do stroke units save lives? Lancet 1993;342:395-8.</p><p class="elsevierStylePara">4.Kaste L, Palmomaki H, Sarna S. Where and how should elderly stroke patients be treated? A randomized trial. Stroke 1995;26:249-53.</p><p class="elsevierStylePara">5.Jorgensen HS, Nakayama H, Raaschou HO, Larsen K, Hubbe P, Skyhoj Olsen T. The effect of a stroke unit: reductions in mortality, discharge rate to nursing home, length of hospital stay, and cost. Stroke 1995;26: 1178-82.</p><p class="elsevierStylePara">6.Indredavik B, Bakke F, Solberg R, Rokseth R, Haheim LL, Holme I. Benefit of a stroke unit: A randomized controlled trial. Stroke 1991;22: 1026-31.</p><p class="elsevierStylePara">7.Indredavik B, Slordahl SA, Bakke F, Rokseth R, Haheim LL. Stroke unit treatment: long-term effects. Stroke 1997;28:1861-6.</p><p class="elsevierStylePara">8.Kalra L. The influence of stroke unit rehabilitation on functional recovery from stroke. Stroke 1994;25:821-5.</p><p class="elsevierStylePara">9.Stroke Unit Trialists'' Collaboration. Specialist multidisciplinary team (stroke unit) care for stroke inpatients. The Cochrane Library. Disk issue 4, 1997.</p><p class="elsevierStylePara">10.Adams HP, Brott TG, Crowell RM, Furlan AJ, Gómez CR, Grotta J, et al. Guidelines for the management of patients with acute ischemic stroke: a statement for healthcare professionals from a special writing group of the Stroke Council, American Heart Association. Stroke 1994;25: 1901-14.</p><p class="elsevierStylePara">11.Stroke Unit Trialists'' Collaboration. Collaborative systematic review of the randomised trials of organised inpatient (stroke unit) care after stroke. Br Med J 1997;314:1151-9.</p><p class="elsevierStylePara">12.Britton M, Faire U, Helmers C, Miah K. Prognostication in acute cerebrovascular disease: subjective assessment and test of a prognostic score. Acta Med Scand 1980;297:37-42.</p><p class="elsevierStylePara">13.Shah S, Vanclay F, Cooper B. Predicting discharge status at commencement of stroke rehabilitation. Stroke 1989;20:766-9.</p><p class="elsevierStylePara">14.Prescott RJ, Garraway WM, Akhtar AJ. Predicting functional outcome following acute stroke using a standard clinical examination. Stroke 1982;13:641-7.</p><p class="elsevierStylePara">15.Garraway WM, Akhtar AJ, Prescott RJ, Hockey L. Management of acute stroke in the elderly: preliminary results of a controlled trial. Br Med J 1980;2:827-9.</p><p class="elsevierStylePara">16.Kalra L, Crome P. The role of prognostic Scores in targeting stroke rehabilitation in elderly patiens. J Am Geriatr Soc 1993;41:396-400.</p><p class="elsevierStylePara">17.Kalra L, Fowle AJ. An integrated system for multidisciplinary assessments in stroke rehabilitation. Stroke 1994;25:2210-4.</p><p class="elsevierStylePara">18.Kalra L, Dale P, Crome P. Improving stroke rehabilitation. A controlled study. Stroke 1993;24:1462-7.</p><p class="elsevierStylePara">19.Jiménez F, Gutiérrez J, Alvarez E, San Cristóbal E, Solano JJ. Influencia de un conjunto de medidas asistenciales sobre la actividad generada por un Servicio Médico. Rev Esp Geriatr Gerontol 1997;32:23-9.</p><p class="elsevierStylePara">20.Baztán JJ, Pérez del Molino J, Alarcón T, San Cristóbal E, Izquierdo G, Manzarbeitia J. Indice de Barthel: Instrumento válido para la valoración funcional de pacientes con enfermedad cerebrovascular. Rev Esp Geriatr Gerontol 1993;28:32-40.</p><p class="elsevierStylePara">21.Valderrama E, Baztán JJ, Molpeceres J, G. del Pozo G, Pérez J, Fernández M, Isach M. Evaluación de la mejoría funcional y la estancia en una unidad de rehabilitación geriátrica. Rev Esp Geriatr Gerontol 1997;32:200-6.</p><p class="elsevierStylePara">22.González-Montalvo JI, Rodríguez Mañas L, Ruipérez I. Validación del cuestionario de Pfeiffer y la escala de incapacidad mental de la Cruz Roja en la detección del deterioro mental en los pacientes externos de un servicio de geriatría. Rev Esp Geriatr Gerontol 1992;27:129-33.</p><p class="elsevierStylePara">23.Valderrama E, Pérez del Molino J. Una visión crítica de las escalas de valoración funcional traducidas al castellano. Rev Esp Geriatr Gerontol 1997;32:297-306.</p><p class="elsevierStylePara">24.Valderrama E, Baztán JJ, Pérez del Molino J. Eficiencia de la mejoría funcional obtenida en una Unidad de Media Estancia o Convalecencia. Rev Esp Geriatr Gerontol 1997;32:139-43.</p><p class="elsevierStylePara">25.Jiménez Villa. Comparación de métodos cuantitativos de medida. FMC 1994;1:404-10.</p><p class="elsevierStylePara">26.Hui E, Lum CM, Woo J, Kay R. Outcomes of elderly stroke patiens: Day hospital versus conventional medical management. Stroke 1995;26: 1616-9.</p><p class="elsevierStylePara">27.Dennis M, O''Rourke S, Slattery J, Staniforth T, Warlow C. Evaluation of a stroke family care worker: results of a randomised controlled trial. Br Med J 1997;314:1071-6.</p><p class="elsevierStylePara">28.Kalra L, Eade J. Role of stroke rehabilitation units in managing severe disability after stroke. Stroke 1995;26:2031-4.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">ANEXO I. ESCALA PRONOSTICA DE ORPINGTON</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Hallazgos clínicosPuntos</span></p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Déficit motor en brazo</span></p><p class="elsevierStylePara">MRC grado 50</p><p class="elsevierStylePara">MRC grado0,4</p><p class="elsevierStylePara">MRC grado 30,8</p><p class="elsevierStylePara">MRC grado 1-21,2</p><p class="elsevierStylePara">MRC grado 01,6</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Propiocepción (ojos cerrados)</span></p><p class="elsevierStylePara">Localizar pulgar afecto:</p><p class="elsevierStylePara">Correctamente0</p><p class="elsevierStylePara">Ligera dificultad0,4</p><p class="elsevierStylePara">Localiza siguiendo el brazo0,8</p><p class="elsevierStylePara">Incapaz1,2</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Equilibrio</span></p><p class="elsevierStylePara">Anda 10 pasos sin ayuda0</p><p class="elsevierStylePara">Mantiene bipedestación0,4</p><p class="elsevierStylePara">Mantiene sedestación0,8</p><p class="elsevierStylePara">No equilibrio en sedestación1,2</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Puntuación Test Mental</span></p><p class="elsevierStylePara">10 aciertos0</p><p class="elsevierStylePara">8-9 aciertos0,4</p><p class="elsevierStylePara">5-7 aciertos0,8</p><p class="elsevierStylePara">0-4 aciertos1,2</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Puntuación total</span> = 1,6 + motor + propiocepción + equilibrio + mental.</p><p class="elsevierStylePara">MRC (Medical Research Council) (17)</p>" "tienePdf" => false "PalabrasClave" => array:1 [ "es" => array:1 [ 0 => array:4 [ "clase" => "keyword" "titulo" => "Palabras clave" "identificador" => "xpalclavsec231127" "palabras" => array:4 [ 0 => "Unidad de Ictus" 1 => "Ganancia funcional" 2 => "Indicador pronóstico" 3 => "Escala de Orpington" ] ] ] ] ] "idiomaDefecto" => "es" "url" => "/0211139X/0000003400000003/v0_201308010853/13006077/v0_201308010853/es/main.assets" "Apartado" => array:4 [ "identificador" => "17388" "tipo" => "SECCION" "es" => array:2 [ "titulo" => "Originales" "idiomaDefecto" => true ] "idiomaDefecto" => "es" ] "EPUB" => "https://multimedia.elsevier.es/PublicationsMultimediaV1/item/epub/13006077?idApp=UINPBA00004N" ]
Información del artículo
ISSN: 0211139XIdioma original: Español
Datos actualizados diariamente
| año/Mes | Html | Total | |
|---|---|---|---|
| 2099 Abril | 1008 | 0 | 1008 |
| 2024 Noviembre | 2 | 0 | 2 |
| 2024 Octubre | 84 | 0 | 84 |
| 2024 Septiembre | 79 | 0 | 79 |
| 2024 Agosto | 64 | 0 | 64 |
| 2024 Julio | 129 | 0 | 129 |
| 2024 Junio | 68 | 0 | 68 |
| 2024 Mayo | 78 | 0 | 78 |
| 2024 Abril | 51 | 0 | 51 |
| 2024 Marzo | 277 | 0 | 277 |
| 2024 Febrero | 99 | 0 | 99 |
| 2024 Enero | 87 | 0 | 87 |
| 2023 Diciembre | 81 | 0 | 81 |
| 2023 Noviembre | 111 | 0 | 111 |
| 2023 Octubre | 90 | 0 | 90 |
| 2023 Septiembre | 97 | 0 | 97 |
| 2023 Agosto | 74 | 0 | 74 |
| 2023 Julio | 139 | 0 | 139 |
| 2023 Junio | 110 | 1 | 111 |
| 2023 Mayo | 146 | 0 | 146 |
| 2023 Abril | 34 | 0 | 34 |
| 2023 Marzo | 139 | 0 | 139 |
| 2023 Febrero | 109 | 0 | 109 |
| 2023 Enero | 80 | 0 | 80 |
| 2022 Diciembre | 67 | 0 | 67 |
| 2022 Noviembre | 85 | 0 | 85 |
| 2022 Octubre | 58 | 0 | 58 |
| 2022 Septiembre | 62 | 0 | 62 |
| 2022 Agosto | 55 | 2 | 57 |
| 2022 Julio | 81 | 1 | 82 |
| 2022 Junio | 43 | 0 | 43 |
| 2022 Mayo | 74 | 0 | 74 |
| 2022 Abril | 101 | 0 | 101 |
| 2022 Marzo | 69 | 0 | 69 |
| 2022 Febrero | 63 | 0 | 63 |
| 2022 Enero | 88 | 0 | 88 |
| 2021 Diciembre | 56 | 0 | 56 |
| 2021 Noviembre | 55 | 0 | 55 |
| 2021 Octubre | 68 | 1 | 69 |
| 2021 Septiembre | 78 | 1 | 79 |
| 2021 Agosto | 103 | 0 | 103 |
| 2021 Julio | 101 | 2 | 103 |
| 2021 Junio | 42 | 1 | 43 |
| 2021 Mayo | 73 | 5 | 78 |
| 2021 Abril | 133 | 2 | 135 |
| 2021 Marzo | 79 | 0 | 79 |
| 2021 Febrero | 41 | 1 | 42 |
| 2021 Enero | 55 | 0 | 55 |
| 2020 Diciembre | 54 | 2 | 56 |
| 2020 Noviembre | 56 | 1 | 57 |
| 2020 Octubre | 52 | 0 | 52 |
| 2020 Septiembre | 58 | 0 | 58 |
| 2020 Agosto | 79 | 0 | 79 |
| 2020 Julio | 54 | 0 | 54 |
| 2020 Junio | 50 | 0 | 50 |
| 2020 Mayo | 55 | 0 | 55 |
| 2020 Abril | 54 | 0 | 54 |
| 2020 Marzo | 64 | 0 | 64 |
| 2020 Febrero | 83 | 0 | 83 |
| 2020 Enero | 104 | 0 | 104 |
| 2019 Diciembre | 102 | 1 | 103 |
| 2019 Noviembre | 68 | 0 | 68 |
| 2019 Octubre | 76 | 0 | 76 |
| 2019 Septiembre | 80 | 0 | 80 |
| 2019 Agosto | 40 | 0 | 40 |
| 2019 Julio | 88 | 0 | 88 |
| 2019 Junio | 110 | 1 | 111 |
| 2019 Mayo | 223 | 0 | 223 |
| 2019 Abril | 135 | 0 | 135 |
| 2019 Marzo | 59 | 1 | 60 |
| 2019 Febrero | 71 | 0 | 71 |
| 2019 Enero | 73 | 0 | 73 |
| 2018 Diciembre | 47 | 0 | 47 |
| 2018 Noviembre | 67 | 1 | 68 |
| 2018 Octubre | 90 | 0 | 90 |
| 2018 Septiembre | 45 | 0 | 45 |
| 2018 Agosto | 28 | 0 | 28 |
| 2018 Julio | 26 | 0 | 26 |
| 2018 Junio | 31 | 0 | 31 |
| 2018 Mayo | 29 | 0 | 29 |
| 2018 Abril | 33 | 0 | 33 |
| 2018 Marzo | 40 | 0 | 40 |
| 2018 Febrero | 19 | 0 | 19 |
| 2018 Enero | 33 | 0 | 33 |
| 2017 Diciembre | 23 | 0 | 23 |
| 2017 Noviembre | 64 | 0 | 64 |
| 2017 Octubre | 36 | 0 | 36 |
| 2017 Septiembre | 32 | 0 | 32 |
| 2017 Agosto | 27 | 1 | 28 |
| 2017 Julio | 33 | 19 | 52 |
| 2017 Junio | 41 | 15 | 56 |
| 2017 Mayo | 76 | 10 | 86 |
| 2017 Abril | 32 | 9 | 41 |
| 2017 Marzo | 42 | 0 | 42 |
| 2017 Febrero | 45 | 0 | 45 |
| 2017 Enero | 34 | 0 | 34 |
| 2016 Diciembre | 41 | 2 | 43 |
| 2016 Noviembre | 63 | 1 | 64 |
| 2016 Octubre | 78 | 1 | 79 |
| 2016 Septiembre | 90 | 0 | 90 |
| 2016 Agosto | 43 | 5 | 48 |
| 2016 Julio | 25 | 1 | 26 |
| 2016 Junio | 43 | 1 | 44 |
| 2016 Mayo | 33 | 3 | 36 |
| 2016 Abril | 18 | 1 | 19 |
| 2016 Marzo | 30 | 0 | 30 |
| 2016 Febrero | 15 | 3 | 18 |
| 2016 Enero | 17 | 0 | 17 |
| 2015 Diciembre | 14 | 0 | 14 |
| 2015 Noviembre | 35 | 0 | 35 |
| 2015 Octubre | 31 | 0 | 31 |
| 2015 Septiembre | 25 | 0 | 25 |
| 2015 Agosto | 41 | 0 | 41 |
| 2015 Julio | 26 | 0 | 26 |
| 2015 Junio | 18 | 0 | 18 |
| 2015 Mayo | 31 | 0 | 31 |
| 2015 Abril | 24 | 0 | 24 |
| 2015 Marzo | 19 | 0 | 19 |
| 2015 Febrero | 8 | 0 | 8 |
| 2015 Enero | 19 | 0 | 19 |
| 2014 Diciembre | 32 | 0 | 32 |
| 2014 Noviembre | 36 | 0 | 36 |
| 2014 Octubre | 38 | 0 | 38 |
| 2014 Septiembre | 40 | 0 | 40 |
| 2014 Agosto | 24 | 0 | 24 |
| 2014 Julio | 40 | 0 | 40 |
| 2014 Junio | 39 | 0 | 39 |
| 2014 Mayo | 28 | 0 | 28 |
| 2014 Abril | 18 | 0 | 18 |
| 2014 Marzo | 16 | 0 | 16 |
| 2014 Febrero | 22 | 0 | 22 |
| 2014 Enero | 15 | 0 | 15 |
| 2013 Diciembre | 14 | 0 | 14 |
| 2013 Noviembre | 14 | 0 | 14 |
| 2013 Octubre | 21 | 0 | 21 |
| 2013 Septiembre | 17 | 0 | 17 |
| 2013 Agosto | 23 | 0 | 23 |
| 2013 Julio | 3 | 0 | 3 |
Mostrar todo
