INTRODUCCIÓN

El proceso sistemático de investigación y monitorización de resultados constituye un elemento fundamental de los procesos de mejora de la efectividad y calidad asistencial. El estudio de los resultados en salud como un indicador de la calidad de la práctica médica ya fue planteado hace varios años por Donabedian. Una de las claves es, obviamente, qué resultados analizar. La mortalidad intrahospitalaria es uno de los indicadores tradicionalmente más utilizado, pese a que se ha discutido con frecuencia su validez y precisión para medir la calidad de la atención hospitalaria. Uno de los procedimientos que se han estudiado de manera más habitual es la mortalidad intrahospitalaria asociada a la cirugía de revascularización coronaria (CRC). Los estudios realizados en otros países han puesto de manifiesto tanto la existencia de importantes desigualdades entre centros y zonas geográficas como la capacidad de los sistemas de mejora de la calidad desarrollados a partir de la realimentación de la información analizada para la reducción de las tasas de mortalidad en los centros donde eran más altas. Registros como el Northern New England Cardiovascular Disease Study Group, el del estado de Nueva York, o el de la Veteran's Administration son intervenciones que combinan la recogida de información con mecanismos de mejora y cambio en los servicios de salud.

Los estudios observacionales con bases de datos administrativas (BDA) pueden representar un importante papel en la evaluación de la efectividad y la mejora de la calidad asistencial, porque recogen amplias muestras, en ocasiones universales, de la experiencia de la relación de la población con el sistema sanitario, y permiten superar algunas de las limitaciones de los ensayos clínicos o de bases de datos clínicas (BDC). Estos estudios no pretenden identificar relaciones causales, sino conocer la realidad de la utilización de los servicios de salud, estimar los resultados que se obtienen en condiciones reales, e identificar los factores asociados con el diferencial existente entre el máximo beneficio alcanzable de una intervención y el beneficio real alcanzado. A partir de la evaluación e investigación de resultados puede plantearse el rediseño de los procesos asistenciales. El objetivo de este trabajo es describir la mortalidad intrahospitalaria de la CRC observada en España utilizando una BDA, el Conjunto Mínimo Básico de Datos en el momento del alta hospitalaria (CMBD), y estimar con dicha base de datos la capacidad predictiva de dos sistemas de ajuste de riesgo para poder comparar los resultados.

PACIENTES Y MÉTODO

Este estudio utiliza como fuente de información la base de datos CMBD de los años 1997 y 1998 del Ministerio de Sanidad y Consumo. La base de datos incluye información sociodemográfica, así como de diagnósticos y procedimientos diagnósticos y terapéuticos. De ella se han seleccionado los registros que tenían codificado CRC en alguno de los campos de procedimientos. Se excluyeron aquellos casos cuya edad era menor de 29 o mayor de 100 años. También se eliminaron los registros con valores erróneos o ausentes (n = 363), por ejemplo, sexo indeterminado o tipo de alta sin ningún código. Además, se incluyeron sólo los registros procedentes de hospitales con más de 50 casos de CRC al año, por lo que se eliminaron 226 casos. Del conjunto de variables de la base de datos, se seleccionaron para el análisis las siguientes: a) características demográficas: sexo (varón y mujer), edad (numérica y categórica en 5 grupos: 30-44, 45-54, 55-64, 65-74 y 75-99 años); b) utilización de servicios: tipo de alta (por fallecimiento y por otro motivo), procedimientos (cateterismo, intervenciones coronarias percutáneas [ICP], stent y CRC), y c) comorbilidad: información que se ha elaborado a partir de los códigos de diagnóstico principal y diagnósticos secundarios. Se aplicaron dos sistemas de ajuste por el riesgo: un índice genérico, el de Charlson, y un índice específico en CRC, el de Ghali. Las características y la forma de calcular estos sistemas se han descrito previamente. El índice de Charlson se consideró como variable cuantitativa y categórica (0, 1 y ≥ 2). El índice de Ghali también se analizó como variable cuantitativa y categórica (0, 1, 2 y ≥ 3). En ambos índices, los valores más elevados indican mayor gravedad. Los resultados de las variables continuas (edad e índices de riesgo) se presentan como media con un intervalo de confianza del 95%. Las variables categóricas aparecen en porcentajes. En las tablas descriptivas se exponen únicamente los factores de riesgo con una prevalencia mayor del 1%.

Para estimar la capacidad predictiva de los índices y variables de ajuste por el riesgo se han utilizado modelos de regresión logística, siendo la variable dependiente el «tipo de alta». Previamente se ha realizado un análisis bivariante para estimar la asociación de las variables independientes (edad, sexo e índices de comorbilidad) con la mortalidad. Estos modelos se han evaluado en función de la calibración y discriminación. La calibración evalúa el grado de correspondencia entre la probabilidad estimada de mortalidad producida por el modelo y la mortalidad observada en los pacientes. Una medida que resume la calibración es el estadístico de deciles de riesgo de Hosmer-Lemeshow, que se refiere al acuerdo existente entre el resultado observado y el esperado en pacientes ordenados en estratos de riesgo. Este estadístico está basado en una distribución del test de la χ² con g-2 grados de libertad, donde g es el número de grupos, normalmente 10. Un valor reducido en el test de la χ² de Hosmer-Lemeshow, con el correspondiente valor elevado de p, sugiere un buen ajuste. Cuando un modelo tiene buena calibración no existe asociación entre los niveles de riesgo de las probabilidades estimadas y los resultados reales. En regresión logística, se predice la probabilidad para todas las observaciones, tanto en las que ocurre el resultado como en las que no se produce el resultado. Si el ajuste por el riesgo es adecuado, predecirá una mayor probabilidad a aquellos en los que se produce el resultado, en promedio, que en los que no se produce. Este indicador se denomina discriminación, y se mide con el índice C, que representa el área bajo la curva ROC. La curva se construye obteniendo valores de sensibilidad y especificidad en varios puntos de corte de las probabilidades estimadas. Para estimar la relación entre mortalidad observada y esperada se utilizará la R² de Nagelkerke. La R² de Nagelkerke es una modificación de la R² de Cox-Snell. Sus valores pueden ir de 0 a 1, y tiene el mismo significado que la R² en la regresión lineal. El programa estadístico utilizado para el análisis fue SPSS para Windows, versión 10.0.

RESULTADOS

La base de datos de pacientes intervenidos de CRC incluye 13.023 registros de 40 hospitales en 1997 y 40 hospitales en 1998 (tabla 1). Del total de registros, el 80% eran varones. La edad media fue de 64,5 años y el 56% tenían 65 años o más. Al 29,5% se les practicó una coronariografía en el mismo ingreso, y el 1,2% tenía, además, una ICP. El 7,3% de los casos fallecieron en el hospital. En el 7% de los casos, la cirugía coronaria se practicó en pacientes que ingresaron en el hospital por infarto agudo de miocardio. La media del índice de Charlson fue de 0,7 y del índice de Ghali de 0,6. En relación con los factores de riesgo, el 30% presentaba antecedentes de infarto de miocardio y el 20%, diabetes. La edad media de las mujeres (68 años) fue significativamente más elevada que la de los varones (63 años). El 72% de las mujeres tenían 65 años o más, mientras que el 52% de los varones presentaban esta edad. La CRC fue más frecuente en los varones que en las mujeres para los casos con infarto de miocardio. No se aprecian diferencias entre varones y mujeres en la utilización de procedimientos. Tampoco se manifiestan diferencias entre varones y mujeres en el índice de Charlson, aunque existen diferencias en algunos factores de riesgo específicos: la diabetes es más frecuente en mujeres, mientras que los casos con antecedentes de infarto agudo de miocardio, enfermedad vascular periférica, enfermedad pulmonar crónica y enfermedad renal son más frecuentes en varones. La media del índice de Ghali es superior en los varones que en las mujeres.

En la tabla 2 se observa que la mortalidad intrahospitalaria es significativamente mayor en mujeres que en varones (10,4 y 6,5%, respectivamente) y aumenta con la edad. La edad media de los fallecidos es de casi 69 años. El porcentaje de altas por fallecimiento es superior en aquellos casos en los se practicó ICP en el mismo ingreso (13,9%). El incremento del índice de Charlson y del índice de Ghali se asocia con un aumento de la mortalidad. Las medias de ambos índices en los fallecidos son, respectivamente, 0,9 y 1,0. La mortalidad es significativamente superior en los casos de enfermedad vascular periférica (12,5%) y enfermedad renal (21,2%). La edad media de las mujeres que fallecen es de 70 años, frente a los 68 años de los varones. En los casos sin ICP, la mortalidad es superior en mujeres (10,4%), pero en los casos con ICP no hay diferencias significativas entre varones y mujeres. Las mujeres presentan una mayor mortalidad, independientemente de que tuviesen o no antecedentes de infarto de miocardio. La mortalidad de las mujeres es también más elevada en todos los niveles del índice de Charlson. La mortalidad es mayor en mujeres para los valores 0, 1 y 2 del índice de Ghali. En general, la mortalidad aumenta a medida que se incrementa la edad, tanto para varones como para mujeres, excepto en el grupo de 45-54 años. Este grupo de edad es el que presenta la mortalidad más baja, tanto en varones (1,9%) como en mujeres (3,8%). Este mismo comportamiento se observa al analizar la mortalidad según la utilización de procedimientos y tener o no antecedentes de infarto de miocardio (datos no expuestos). En este grupo de edad también se observa la menor mortalidad en todos los niveles de los índices de Charlson y de Ghali.

Según se comprueba en la tabla 3, los resultados de los análisis multivariantes realizados con los dos sistemas de ajuste por el riesgo indican que las mujeres tienen un riesgo de fallecer de 4,1 (según el índice de Charlson) y de 4,6 (según el índice de Ghali) veces significativamente superior al de los varones. En relación con el grupo de edad 30-44 años, la OR de los grupos de edad son estadísticamente significativos, excepto el del grupo 55-64 años. El aumento de un punto de los índices de Charlson y de Ghali se asocia con un incremento significativo del riesgo de muerte de un 23 y de un 20%, respectivamente. La calibración que ofrecen los dos sistemas de ajuste de riesgo es muy semejante (tabla 4). En ambos se aprecia una correspondencia entre los valores esperados y los valores observados de mortalidad en cada uno de los subgrupos de gravedad, ya que los valores de la χ² de Hosmer-Lemeshow tienen una significación de p > 0,005: 4,13 (índice de Charlson) y 2,43 (índice de Ghali). Con respecto a la discriminación, los resultados son muy similares en los dos sistemas: los valores del índice C para Charlson y Ghali son de 0,66 y 0,67, respectivamente. Con respecto a la R² de Nagelkerke, los valores obtenidos son 0,051 y 0,058.

DISCUSIÓN

Publicaciones previas han informado sobre tasas de mortalidad de la CRC en España. Este trabajo amplía el conocimiento sobre dicho problema ofreciendo información de un importante volumen de casos, de un elevado número de centros, mostrando la epidemiología de la CRC e identificando factores de riesgo específicos. Según el CMBD, el 20% de estas intervenciones se realiza en mujeres. La cifra de mujeres es relativamente más baja que la observada en Canadá (23%), y muy inferior a la de los EE.UU. (28%). También se observan grandes diferencias en cuanto a la prevalencia de infarto de miocardio en los casos de CRC con respecto a dichos países. En la base de datos CMBD es el 7%, mientras que en Canadá es más baja (3%) y en los EE.UU. puede ser el doble.

En el CMBD, la mortalidad calculada es del 6,8% en 1997 y del 7,7% en 1998. En Canadá, las tasas crudas provinciales de mortalidad oscilan entre el 3,0 y el 4,7%. En el estado de Nueva York, la mortalidad cruda correspondiente a los años 1996-1998 fue del 2,15%. Según la Society for Cardiothoracic Surgeons en el Reino Unido, la mortalidad sería de 3,1%. En el registro de la SECCV, la mortalidad intrahospitalaria de los años 1997, 1998 y 1999 fue de 6,1, 6,4 y 5,3%. En España, Pons, en un grupo de 7 hospitales, y Martínez-Alario, con datos de un hospital, han identificado, en la totalidad de la cirugía cardíaca, tasas de mortalidad del 10,9 y 5,6%, respectivamente. Permanyer, con datos de 4 centros públicos y 4 privados, obtuvo mortalidades del 8,4% en los públicos y 3,8% en los privados. Pons también detectó que la mortalidad de la cirugía cardíaca era superior en centros públicos (11,7%) que en privados (6,7%). Las características propias del CMBD, originalmente desarrollado para conocer el funcionamiento de los hospitales del Sistema Nacional de Salud, y que recoge fundamentalmente casos de hospitales públicos, podría explicar las diferencias en mortalidad identificadas en este trabajo con las de esos otros estudios. En el CMBD, el porcentaje de casos de CRC con índice de Ghali > 0 es 37,5%, mientras que en el trabajo de Permanyer fue del 24,8%. En este trabajo había menos mujeres (14,6%) y la edad media era inferior (62,6 años) que en el CMBD: 19,8% de mujeres y 64,5 años de edad media. Rodríguez analizó el CMBD correspondiente a 1994 y obtuvo una mortalidad de 4,6% correspondiente a 3.185 casos. La edad media (62,4 años), el porcentaje de mujeres (16,6%) o el riesgo medido por el índice de Charlson (en el 82,2% de los casos era 0) eran inferiores a los aquí obtenidos. Un dato a señalar es la existencia de un gradiente de mortalidad entre varones y mujeres. En los modelos multivariables, después de ajustar por los diversos factores de riesgo, el riesgo de mortalidad de las mujeres es prácticamente un 50% más elevado que el de los varones. Ghali obtuvo un exceso de riesgo similar para CRC en las mujeres en Canadá. El mayor riesgo de mortalidad en las mujeres, especialmente en los grupos de edad menores de 50 años, había sido identificado con anterioridad por diversos autores. Aunque se han barajado diversas causas para explicarlo, la causa final se desconoce.

Una fuente para comparar el nivel de cobertura del CMBD es el registro de intervenciones de la Sociedad Española de Cirugía Cardiovascular. En los años 1997 y 1998 se encuentra registrado un total de 14.554 intervenciones. En la base de datos del CMBD se recogen 13.023 casos en ambos años. Puede estimarse que estaría registrado el 90% de las intervenciones coronarias que se realizan en España. Dicha fuente de información, sin embargo, es muy limitada, puesto que no recoge información desagregada por grupos de edad o sexo, ni incluye información clínica. Con respecto al CMBD, hay que señalar que presenta algunas limitaciones: la falta de información sobre utilización de fármacos, la dificultad de diferenciar complicaciones de comorbilidades o la imposibilidad de identificar hospitales. Este tipo de bases de datos no dispone de información sobre factores clínicos que no están recogidos en la CIE-9-MC, como superficie corporal, fracción de eyección, graduación o gravedad de la situación clínica (localización de la obstrucción), parámetros clínicos (clase Killip, disnea, angina) o resultados de pruebas diag nósticas (enzimas, onda Q, elevación del segmento ST) o hábito tabáquico. La ausencia de este tipo de variables puede influir en que la capacidad de discriminación de estos modelos sea más baja que la que se puede obtener con índices como el EuroScore. Además, al tratarse de una base de datos de acontecimientos no es posible identificar individuos y realizar un seguimiento longitudinal de los casos y sus posibles reingresos. Tampoco es posible determinar la mortalidad más allá del alta hospitalaria.

Una de las áreas donde más se ha avanzado en investigación de resultados y monitorización y mejora de la calidad es en la CRC. Algunas de las razones son la uniformidad de los pacientes en cuanto al riesgo, la frecuencia de este procedimiento o el coste del mismo. Muchos de estos estudios utilizan BDC, construidas mediante la recogida de información específica de las historias clínicas. Sin embargo, gran parte de la información utilizada para construir los sistemas de riesgo puede estar recogida en las BDA. En ellas se recoge el diagnóstico principal, diagnósticos secundarios, procedimientos, edad, sexo y estado en el momento del alta. Estas bases de datos podrían servir como cribado para detectar centros o procedimientos que presenten problemas de calidad. Por ejemplo, Krakauer, comparando un modelo de ajuste de riesgo con BDA y un modelo con una BDC en una muestra de 42.773 pacientes de 84 hospitales, observó que ambos modelos ofrecieron resultados similares para establecer las características de los hospitales asociadas con sus tasas de mortalidad, aunque la sensibilidad de las BDA para detectar problemas de proceso era menor. Hannan obtuvo resultados similares al comparar, en el estado de Nueva York, una BDA, Statewide Planning and Research Cooperative System, con una BDC, Cardiac Surgery Reporting System. Esta última tenía mejor capacidad para predecir la mortalidad, aunque con la mera adición de 3 variables clínicas mejoró sustancialmente la capacidad de la BDA. Landon analizó una muestra de 7.765 casos con CRC utilizando sistemas de ajuste basados en BDA y en BDC, sin observar grandes diferencias entre la capacidad de predicción de unos y otros. Además, los hospitales con peor mortalidad suelen ser los que tienen peor mortalidad ajustada, independientemente del método de ajuste que se aplique. También se han señalado los problemas de las BDC como instrumento útil para evaluar la efectividad, porque dependen de las variables de riesgo que recogen.

Pese a las limitaciones del CMBD, la validación de los sistemas de ajuste por el riesgo para evaluar los resultados de la CRC aporta resultados de calibración y discriminación comparables a los obtenidos por Ghali con BDA de Canadá. Los valores de significación obtenidos para el test de Hosmer-Lemeshow (0,765 y 0,965) indican que los modelos ofrecen un buena calibración. Con respecto a la discriminación, medida mediante el índice C (0,66 y 0,67), es inferior a la que se considera deseable para finalidades clínicas. Con respecto a la R2 de Nagelkerke, los valores que se han obtenido indican que la mortalidad esperada explica una pequeña parte de la observada. Las bases de datos, como el CMBD, permiten obtener información interesante y útil, con un carácter obviamente descriptivo y generador de hipótesis, más que predictivo. Esta base de datos, sin permitir una predicción o estratificación formal del riesgo, que no es su objetivo, ofrece una aproximación orientativa de éste.

CONCLUSIONES

La mortalidad intrahospitalaria de la CRC en España es bastante más alta que en otros países. La mortalidad es significativamente mayor en mujeres y en el grupo de mayores de 65 años, que es donde se concentra el mayor volumen de casos. También parece que pueden existir ciertas diferencias en el tipo de pacientes que son intervenidos en España, en comparación con otros países. No es posible proporcionar mejores servicios de salud solamente mejorando las habilidades, los procedimientos clínicos o la tecnología disponible. Para mejorar la calidad y efectividad asistencial es imprescindible una visión sistémica de los sistemas de salud, que debe incluir la medida de resultados.

El CMBD es un sistema de información de fácil accesibilidad y bajo coste, que recoge un volumen importante de la cirugía cardíaca que se lleva a cabo en España. Su limitación más importante es que no incluye información clínica, pero su finalidad no es ser un instrumento formal de predicción de riesgo quirúrgico. Las BDA, y los estudios observacionales, pueden ser sistemas muy útiles, por su fácil acceso y bajo coste, para su utilización rutinaria y sistemática como generadores de hipótesis para otros estudios con mayor capacidad de establecer causalidad y mejor información clínica.

Este trabajo ha sido financiado en parte por un proyecto de investigación FIS 00/10059.

Correspondencia: M. Palma-Ruiz.

Agencia de Evaluación de Tecnologías Sanitarias. Instituto de Salud Carlos III.

Sinesio Delgado, 6. 28029 Madrid. España.

Correo electrónico: mpalma@isciii.es