Se realizó un estudio observacional retrospectivo de pacientes ingresados por SCA en los hospitales del SNS entre el 1 de enero de 2003 y el 31 de diciembre de 2018. La fuente de los datos es el Conjunto Mínimo Básico de Datos (CMBD) del SNS, que incluye información sobre las características demográficas de los pacientes ingresados, así como variables administrativas referidas al proceso de atención y clínicas relacionadas con los diagnósticos y los procedimientos, codificados mediante la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE) 9.a (2003-2015) y 10.a edición (2016-2018)15. La población con SCA se dividió en 2 grupos: infarto agudo de miocardio con elevación del segmento ST (IAMCEST) y síndrome coronario agudo sin elevación del segmento ST (SCASEST) (infarto agudo de miocardio sin elevación del segmento ST y angina inestable). En la tabla 1 del material adicional se detallan los códigos de la CIE-9 y CIE-10 (Modificación Clínica) utilizados para identificar diagnósticos y procedimientos. Se comparó la realización de ICP y la mortalidad hospitalaria entre los pacientes con IFSF (considerando festivos solo los nacionales) con los ingresados en días laborables (de lunes a viernes, excepto festivos nacionales).

Con el objeto de mejorar la consistencia de los datos, se consolidaron en un único episodio atribuyendo al hospital más complejo los traslados entre hospitales siempre que se identificara el hospital de destino, y se excluyeron los episodios correspondientes a pacientes menores de 18 años, los que tuvieron al alta a domicilio y las estancias de 1 día o menos, los registrados como altas voluntarias, con destino al alta desconocido y las altas por traslado a otro hospital que no pudieron resolverse tras la concatenación.

Las variables cuantitativas se expresan como media±desviación estándar y las cualitativas, como frecuencia y porcentaje.

Para el ajuste por el riesgo de mortalidad hospitalaria, se especificaron modelos basados en la metodología de los Centres for Medicare and Medicaid Services. Se consideraron variables independientes las incluidas en el modelo de mortalidad a los 30 días por infarto agudo de miocardio16, adaptando el modelo de los Centres for Medicare and Medicaid Services a la estructura de datos del CMBD, previa agrupación de los diagnósticos secundarios según las categorías de condiciones clínicas elaboradas por Pope et al.117, actualizadas anualmente por la Agency for Healthcare Research and Quality16.

Para analizar el impacto del tipo de hospital en la asociación entre el IFSF o ingreso en días laborables y la mortalidad hospitalaria, los hospitales se clasificaron según su disponibilidad de recursos relacionados con cardiología, utilizando criterios RECALCAR18. Para diferenciar el impacto del ingreso en fin de semana del ingreso en festivo nacional, la variable independiente IFSF se separó en 2 componentes: a) ingreso en festivo nacional (dicotómica), y b) día de la semana del ingreso en el hospital (categórica, con el martes como categoría de referencia, a fin de identificar con claridad el impacto de viernes y lunes, días inmediatamente anterior y posterior al fin de semana).

Se ajustó la mortalidad hospitalaria mediante modelos de regresión logística multinivel19. En todos los modelos de ajuste, solo se consideró la comorbilidad con significación estadística y odds ratio (OR) <1,0. Para la estimación de los modelos de ajuste, se utilizó la técnica de eliminación hacia atrás; los umbrales de significación para la selección y la eliminación de los factores fueron p <0,05 y p ≥ 0,10 respectivamente. A partir de los modelos especificados se calcularon las razones de mortalidad hospitalaria ajustadas por riesgo (RAMER)20. La calibración se analizó gráficamente tras agrupar a los pacientes en deciles con respecto a las probabilidades predichas y tabular las probabilidades medias predichas frente las observadas y la discriminación mediante el área bajo la curva receiver operating characteristic (ROC).

Las variables cuantitativas se compararon mediante la prueba de la t de Student para 2 categorías. Las comparaciones entre variables categóricas se realizaron mediante la prueba de la χ2 o el estadístico exacto de Fisher.

Las tendencias temporales de mortalidad y de realización de ICP durante el periodo del estudio se evaluaron con un modelo de regresión de Poisson con el año como la única variable independiente. En todos los modelos, se calcularon las relaciones de tasa de incidencia (IRR) y sus intervalos de confianza del 95% (IC95%).

Como análisis de sensibilidad, se evaluó la evolución de la frecuencia de realización de ICP considerando en ambos grupos (IAMCEST y SCASEST) el impacto del IFSF frente al ingreso en días laborables y se definieron 2 periodos, tomando como punto de corte el año en que se detectó un cambio significativo, para los que se ajustó el modelo multinivel incluyendo la realización de ICP entre las variables independientes.

Todos los contrastes realizados fueron bilaterales y las diferencias se consideraron significativas cuando p <0,05. Los análisis estadísticos se realizaron con STATA 16 y SPSS v21.0.

Se identificaron 475.362 episodios de IAMCEST y 548.176 de SCASEST durante el periodo 2003-2018; tras las exclusiones (figura 1 del material adicional), se obtuvo una población de estudio de 438.987 (92,3%) y 486.565 (88,8%) episodios respectivamente. De ellos, fueron IFSF 126.528 (28,8%) y 127.188 (26,1%), sin variaciones estadísticamente significativas en estas proporciones a lo largo del periodo. Los perfiles de los pacientes ingresados en día laborable y fin de semana o festivo fueron notablemente homogéneos en ambos grupos (tabla 1 y tabla 2), con la excepción de una presencia ligeramente mayor de shock cardiogénico e insuficiencia cardiorrespiratoria en pacientes con SCASEST ingresados en fin de semana.

La tasa bruta de mortalidad durante el periodo de estudio fue del 11,7% en el grupo de IAMCEST y el 5,5% en el de SCASEST. En ambos grupos existía una mortalidad ligeramente mayor, pero estadísticamente significativa, entre el ingreso en día laborable y el IFSF (IAMCEST, el 11,6 frente al 11,9%; p=0,008; SCASEST, el 5,3 frente al 5,9%; p <0,001). En el IAMCEST, la tasa bruta de mortalidad se redujo significativamente a lo largo del periodo (IRR=0,998; IC95%, 0,998-0,999; p <0,001), tanto en los pacientes ingresados en días laborables (IRR=0,999; IC95%, 0,999-0,999; p <0,001) como en festivos (IRR=0,998; IC95%, 0,998-0,999; p <0,001). Por el contrario, en el grupo de SCASEST la tasa bruta de mortalidad aumentó a lo largo del periodo (IRR=1,004; IC95%, 1,000-1,010; p=0,002), tanto en los pacientes ingresados en días laborables (IRR=1,003; IC95%, 1,000-1,010; p=0,049) como en IFSF (IRR=1,004; IC95%, 1,002-1,007; p=0,003).

Los modelos de ajuste de riesgo de mortalidad hospitalaria, tanto para el IAMCEST como para el SCASEST, mostraron una muy buena discriminación (ROC, 0,88 y 0,87 respectivamente) y calibración (tablas 2 y 3 del material adicional y figuras 2 y 3 del material adicional). En ambos grupos se encontró una tendencia significativa al descenso de la RAMER tanto en días laborables como en IFSF (RAMER total de cada grupo, IRR=0,999; IC95%, 0,999-0,999; e IRR=0,996; IC95%, 0,995-0,997; ambos, p <0,001). La variable IFSF se mostraba como un factor de riesgo en los modelos ajustados por riesgo del IAMCEST (OR=1,05; IC95%, 1,03-1,08; p <0,001) y el SCASEST (OR=1,08; IC95%, 1,05-1,12; p <0,001).

Si se considera por separado el día del ingreso y el ingreso en festivo nacional en lugar del IFSF conjunto (tablas 4 y 5 del material adicional), tanto en el IAMCEST como en el SCASEST hay mayor efecto en el ingreso en festivo nacional (OR=1,11; IC95%, 1,03-1,19; p <0,001; y OR=1,15; IC95%, 1,05-1,26; p <0,001) que en sábado y domingo (OR=1,04; IC95%, 1-1,09; p=0,04; y OR=1,03; IC95%, 0,99-1,08; p=0,13 en el IAMCEST; OR=1,08; IC95%, 1,03-1,14; p <0,001; y OR=1,08; IC95%, 1,02-1,14; p=0,01 en el SCASEST).

En el IAMCEST, los hospitales con laboratorio de hemodinámica resultaron ser factores de protección (tipos 3, 4 y 5 RECALCAR, OR=0,86, OR=0,80 y OR=0,64; p <0,001); en el SCASEST se encontró el mismo efecto, aunque con significación estadística solo en los hospitales de tipo 5 (con laboratorio de hemodinámica pero sin camas específicamente asignadas a cardiología) (tipo 3, OR=0,95; tipo 4, OR=0,93 [p >0,05]; tipo 5, OR=0,72; p <0,001); en ambos casos el IFSF se mantiene como factor de riesgo (OR=1,05 en el IAMCEST y OR=1,08 en el SCASEST; p <0,001).

Durante 2003-2018, la tasa de realización de ICP en pacientes con IFSF fue significativamente menor, aunque las diferencias encontradas pueden carecer de relevancia clínica, que en los ingresados en días laborables tanto por IAMCEST (el 46,8 frente al 48,7%; p <0,001) como por SCASEST (el 28,2 frente al 29,1%; p <0,001), si bien aumentó significativamente en el IAMCEST tanto de pacientes ingresados en días laborables (IRR=1,069; IC95%, 1,055-1,082, p <0,001) como en IFSF (IRR=1,078; IC95%, 1,063-1,092; p <0,001), y la misma tendencia se halló para el SCASEST (pacientes ingresados en días laborables, IRR=1,072; IC95%, 1,061-1,083; p <0,001; IFSF, IRR=1,077; IC95%, 1,066-1,087; p <0,001) (figura 1).

Figura 1.

Evolución de la tasa de realización de intervenciones coronarias percutáneas (ICP). A: en el infarto agudo de miocardio con elevación del segmento ST (IAMCEST). B: en el síndrome coronario agudo sin elevación del segmento ST (SCASEST) (laborables [lab] y festivos [fes]).

(0,07MB).

Mediante el análisis de la evolución de la frecuencia de realización de ICP, se observó en 2012 un cambio significativo en ambos grupos (IAMCEST y SCASEST) de pacientes ingresados en días laborables o IFSF, y se identificaron 2 subperiodos de estudio: 2003-2011 y 2012-2018. La tasa de realización de ICP en el IAMCEST fue más de 2 puntos porcentuales mayor entre los pacientes ingresados en días laborables de 2003-2011 y similar o incluso menor durante 2012-2018 (figura 1), con una interacción estadísticamente significativa entre el año y la menor diferencia en la tasa de realización de ICP (menor diferencia cuanto más tarde en el periodo) (p=0,006). Por el contrario, no se halló esta interacción entre año y diferencia de realización de ICP en el SCASEST (p=0,253).

La realización de la ICP en el IAMCEST tuvo un efecto protector contra la mortalidad hospitalaria en todos los momentos de ingreso y ambos periodos (2003-2011, OR=0,25; IC95%, 0,24-0,26; p <0,001; 2012-2018, OR=0,29; IC95%, 0,27-0,30; p <0,001) y el mismo efecto se observó en el SCASEST (2003-2011, OR=0,36; IC95%, 0,33-0,39; p <0,001; 2012-2018, OR=0,34; IC95%, 0,32-0,37; p <0,001).

El efecto del IFSF se mostró como factor de riesgo estadísticamente significativo en ambos periodos, tanto para IAMCEST como para SCASEST, incluso cuando se consideró la realización de ICP en los modelos de ajuste multinivel de la mortalidad hospitalaria (tabla 3).

Nuestro estudio tiene varias limitaciones. Debido a su diseño observacional y retrospectivo, no se puede descartar que exista algún sesgo de selección y un posible efecto de factores de confusión no medidos. Además, dada la fuente de datos utilizada, pueden existir sesgos también porque el CMBD no recoge información sobre algunas variables clínicas relevantes —entre ellas la fecha y la hora de realización de la ICP, la arteria afectada, la enfermedad multivaso o la fracción de eyección del ventrículo izquierdo— y la calidad de los datos de los diagnósticos y procedimientos realizados a los pacientes durante su hospitalización depende de una codificación adecuada en cada hospital. Asimismo, el CMBD no proporciona información que permita comparar los resultados entre los pacientes con IFSF y los obtenidos en días laborables cuando se activa la alerta de hemodinámica. Sin embargo, en sentido contrario, deben considerarse fortalezas que el uso de bases de datos administrativas para la investigación de resultados en salud se ha validado mediante su comparación con datos extraídos de historias clínicas35, así como que el CMBD proporciona una importante potencia estadística en tanto que recoge una población de ámbito nacional durante un largo periodo y con una validez para el estudio de SCA en el SNS ya validada36.

A diferencia de los modelos desarrollados por los Centers for Medicare & Medicaid Services, el CMBD no recogía hasta 2016 las comorbilidades presentes al ingreso, por lo que los diagnósticos secundarios utilizados como variables de ajuste de riesgo pueden ser comorbilidades o complicaciones que, ocasionalmente, reflejen un tratamiento inadecuado34. No obstante, los modelos utilizados en este estudio son comparables a otros publicados en cuanto a su capacidad de discriminación16. Asimismo debe tenerse en cuenta que en los modelos de ajuste hay factores de confusión imposibles de considerar que pueden tener un impacto significativo.