Se realizó un estudio observacional retrospectivo de los episodios de pacientes ingresados por IAMCEST en los hospitales del SNS tratados con ICP. La fuente de los datos fue el Conjunto Mínimo Básico de Datos (CMBD)11 del Ministerio de Sanidad, Consumo y Bienestar Social, cuya utilidad para el estudio del síndrome coronario agudo en España se ha validado recientemente12. Se seleccionaron los episodios registrados entre el 1 de enero de 2003 y el 31 de diciembre de 2015 con diagnóstico principal de IAMCEST tratados con ICP que fueron dados de alta vivos (códigos CIE 9-MC; tabla 1 del material adicional). Para reducir los sesgos en los análisis, se excluyó a los tratados con trombolisis o procedimientos de cirugía cardiaca. Asimismo, se excluyó a los pacientes que mostraron durante el episodio índice cualquiera de las siguientes complicaciones: insuficiencia cardiaca, edema agudo de pulmón, arritmias ventriculares, parada cardiaca o shock cardiogénico (tabla 1 del material adicional).

Para mejorar la consistencia y la calidad de los datos, a) se concatenaron los episodios de pacientes ingresados en un hospital trasladados a otro para la realización de ICP, y se atribuyeron al hospital emisor las estancias en el hospital receptor del traslado, y b) se excluyeron los episodios de los pacientes menores de 35 años y los mayores de 94, las altas voluntarias, las altas por traslado a centro sociosanitario o con motivo desconocido, los episodios que no causaron estancia y fueron alta a domicilio, los trasladados a otro hospital que regresaron al hospital de origen y los clasificados en la categoría diagnóstica mayor 14 (embarazo, parto o puerperio) de los All Patient Refined Grupos Relacionados por el Diagnóstico13.

La duración de la estancia, medida en días, se calculó como diferencia entre las fechas de alta e ingreso y se analizó su evolución entre 2003 y 2015. El impacto de la estancia corta (≤ 3 días) se evaluó para el periodo 2012-2014, en que el CMBD permite identificar con fiabilidad los episodios de reingreso. Se consideraron variables de resultado los reingresos no programados a los 30 días desde el alta del episodio índice por causa cardiovascular (cardiopatía reumática, cardiopatía hipertensiva, cardiopatía isquémica, enfermedades de la circulación pulmonar, otras formas de cardiopatía y aneurisma aórtico y disecante, así como las demás altas de cardiología y cirugía cardiaca cualquiera que fuera su diagnóstico principal) y la mortalidad exclusivamente hospitalaria en dichos reingresos, dado que el CMBD no incluye información extrahospitalaria.

Para ajustar la duración de la estancia, considerando su distribución sesgada14, se utilizó la regresión de Poisson multinivel con efectos mixtos y, como factores de riesgo, además del año del alta, el sexo y la edad del paciente, los incluidos en los modelos desarrollados por los Centers for Medicare and Medicaid Services (metodología CMS) para el ajuste por riesgo de la mortalidad y los reingresos por IAM15,16, adaptados a la estructura del CMBD, previa agrupación de los diagnósticos secundarios según las categorías de condiciones clínicas propuestas por Pope et al.17, actualizadas anualmente por la Agency for Healthcare Research and Quality18. La estancia esperada se obtuvo a partir de las predicciones individuales obtenidas del modelo estimado.

Teniendo en cuenta la existencia de características propias de los pacientes y de los centros donde son atendidos, independientes de la calidad de la atención dispensada19, los reingresos a los 30 días y la mortalidad en ellos se ajustaron por riesgo según la metodología CMS, considerando como variables independientes las incluidas, respectivamente, en los modelos de reingresos y mortalidad por IAM e incluyendo una variable dicotómica para identificar si la estancia fue corta o prolongada.

Se estimaron modelos de regresión logística multinivel20 que, además de variables clínicas y demográficas, consideran un efecto aleatorio específico a nivel de hospital21,22, utilizando la técnica de eliminación hacia atrás, con niveles de significación p <0,05 y p ≥ 0,10 respectivamente para la selección y la eliminación de los factores. La discriminación de los modelos definitivos se evaluó mediante el área bajo las curvas receiveroperating characteristic (AU-ROC).

En todos los modelos multinivel se eliminaron los episodios en que no fue posible identificar el hospital donde se atendió al paciente y se calcularon las razones de tasas de incidencia u oddsratio (OR), según necesidad, y sus intervalos de confianza del 95% (IC95%).

Las razones de reingreso y de mortalidad hospitalaria estandarizadas por riesgo (RARER y RAMER respectivamente) se calcularon como cocientes entre el resultado previsto (que considera individualmente el funcionamiento del hospital donde se atiende al paciente) y el esperado (que considera un funcionamiento estándar según la media de todos los hospitales) multiplicado por la tasa bruta de reingresos o de mortalidad de la población de estudio18,23. Si la RARER (RAMER) de un hospital es mayor que la tasa bruta de reingresos (tasa bruta de mortalidad), la probabilidad de reingreso (mortalidad) en dicho hospital es mayor que la media de los hospitales estudiados.

Para minimizar el sesgo de selección, se evaluó el impacto de la estancia corta en los reingresos y la mortalidad en dichos reingresos mediante emparejamiento por puntuaciones de propensión (opción k-nearest neighbors matching, psmatch2, Stata), seleccionando entre los episodios con estancia prolongada aquellos con probabilidad de estancia corta más parecida a cada episodio de estancia corta, según las características demográficas y las comorbilidades de los pacientes. El emparejamiento se realizó a partir de los modelos de ajuste por riesgo, con proporción 1:1, diferencia máxima de puntuaciones de propensión de 0,05 desviaciones estándar (caliper) y sin reemplazo. Se calculó la probabilidad de reingreso o muerte, el efecto de las diferencias entre ambos grupos (efecto promedio del tratamiento en los tratados o average treatment effect on the treated) y las OR con sus IC95%.

Para discriminar entre hospitales de alto y bajo volumen (según el número de episodios atendidos), se utilizó en dos tercios del conjunto de datos un algoritmo de agrupación por conglomerados con k-medias para obtener la máxima densidad intragrupal y la mínima densidad intergrupal, que se validó con el tercio restante.

La RARER y RAMER en los reingresos a 30 días se compararon entre los 2 grupos de estancia por hospitales clasificados según su complejidad, utilizando la tipología RECALCAR24 (tabla 2 del material adicional), y el volumen de episodios atendidos.

Como análisis de sensibilidad, se evaluó el impacto de los traslados entre hospitales excluyendo los episodios índice con alta por traslado.

Las variables cuantitativas se expresan como medias±desviación estándar y las cualitativas, como frecuencias y porcentajes. La correlación entre variables cuantitativas se analizó con el coeficiente por rangos de Spearman (ρ) y para su comparación se utilizó el test de la t de Student para 2 categorías y ANOVA (análisis de la varianza), con la corrección de Bonferroni, para 3 o más. Las comparaciones entre variables discretas se realizaron mediante la prueba de la ꭓ2 o el estadístico exacto de Fisher. Todos los contrastes realizados fueron bilaterales y las diferencias se consideraron significativas con p <0,05. Los análisis estadísticos realizaron con STATA 13 y SPSS 21.0.

Se identificaron 205.016 episodios de hospitalización por IAMCEST como diagnóstico principal, tratados con ICP, de los cuales se dio de alta vivos a 190.078. Una vez concatenados los episodios de traslados entre hospitales, quedaron 188.854 episodios y, tras las exclusiones, 134.002 constituyeron la población de estudio para tendencias (figura 1).

Figura 1.

Flujo de episodios de pacientes en el estudio. IAMCEST: infarto agudo de miocardio con elevación del segmento ST; ICP: intervención coronaria percutánea; MSSSI-CMBD: Conjunto Mínimo Básico de Datos cedido por el Ministerio de Sanidad, Servicios Sociales e Igualdad; SNS: Sistema Nacional de Salud. *Las exclusiones no son mutuamente excluyentes.

(0,51MB).

La estancia media bruta fue de 7,2±5,5 días, osciló entre un máximo anual de 9,0±7,2 días en 2003 y un mínimo de 6,1±4,7 días en 2015 y cada año disminuyó respecto al anterior con una tasa media anual del 3,2%. La duración de la estancia ajustada se redujo significativamente (razón de tasas de incidencia <1; p <0,001) todos los años del periodo analizado; tomando como referencia 2003 (tabla 1), las estancias medias esperadas presentaron diferencias anuales significativas (figura 2) y el porcentaje de estancia corta aumentó (el 14,3% en 2003, el 19,3% en 2015; p <0,001) (figura 3).

Figura 2.

Evolución anual de las estancias medias esperadas (ajuste de la duración de la estancia mediante regresión multinivel de Poisson). Las barras representan el IC95% de la estancia media ajustada. IC95%: intervalo de confianza del 95%.

(0,21MB).

Figura 3.

Evolución anual de la proporción de altas de estancia corta (≤ 3 días).

(0,11MB).

Se identificaron 38.137 (28,5%) episodios índice de pacientes con episodios índice de IAMCEST tratado con ICP registrados en el CMBD entre el 1 de enero de 2012 y el 31 de diciembre de 2014. De ellos, 6.486 (17%) tuvieron estancia corta, con mayor prevalencia de mujeres, más jóvenes y menos comorbilidades (tabla 2).

Las causas más frecuentes de reingreso se muestran en la tabla 3 del material adicional. La tasa bruta de reingresos a los 30 días fue del 2,59% (el 2,69% en el grupo de estancia corta frente al 2,61%) y la tasa bruta de mortalidad en los reingresos a los 30 días, el 0,11% (el 0,15 frente al 0,10%).

Los modelos de ajuste de riesgo de los reingresos a los 30 días y la mortalidad en dichos reingresos se muestran en la tabla 3. La estancia corta no fue un predictor independiente en ninguno de ellos: OR=1,10 (IC95%, 0,92-1,32; p=0,30) y OR=1,94 (IC95%, 0,93-14,03; p=0,077) respectivamente.

La discriminación en los reingresos a 30 días fue discreta (AUC-ROC=0,65) y sensiblemente más alta en la mortalidad en dichos reingresos (AUC-ROC=0,84) (figura 1 del material adicional). Los coeficientes de correlación intraclase de ambos modelos fueron 0,02 y 0,11 respectivamente y sus OR medianas, 1,3 y 1,8, lo que indica una gran variabilidad entre hospitales.

Mediante el emparejamiento por puntuaciones de propensión, se obtuvieron 2 cohortes de 12.966 episodios para el análisis del impacto de la estancia corta en los reingresos y de 12.972 en la mortalidad (el 99,99 y el 100% de los episodios con estancia corta), cuyas características se muestran en la tabla 4. Después del emparejamiento, no se encontraron diferencias significativas entre los 2 grupos en los reingresos a 30 días (ATT=0,024 frente a 0,019; p=0,204; OR=1,26; IC95%, 0,98-1,62) ni para la mortalidad a los 30 días (ATT=0,001 frente a 0,001; p=0,52; OR=1,5; IC95%, 0,48-5,13).

Tampoco hubo diferencias significativas entre ambos grupos en la RARER (el 2,54 frente al 2,55%; p=0,20) y la media de la RAMER a los 30 días fue significativamente mayor en el grupo de estancia corta, aunque probablemente sin significado clínico (el 0,103 frente al 0,109%; p <0,001) (tabla 4 del material adicional).

Los hospitales de mayor volumen (> 415 episodios) tuvieron en 2012-2014 una proporción mayor de estancia corta (el 18,10 frente al 17,10%; p=0,02), pero no se encontraron diferencias significativas entre las medias de la duración de la estancia, las RARER y RAMER a 30 días según el volumen (p> 0,05 en todos los casos). Tampoco se observó correlación significativa de RAMER y RARER con el volumen de casos atendidos ni sus diferencias fueron significativas según el tipo de hospital (p> 0,05 en todos los casos).

En el análisis de sensibilidad se excluyeron los episodios de 4.192 (11%) pacientes que fueron trasladados a otro hospital entre 2012 y 2014. Al igual que en los modelos originales, ni el factor estancia corta ni los respectivos OR y ATT obtenidos del emparejamiento resultaron significativos.

Aunque es un análisis retrospectivo basado en datos administrativos, la validez del uso de registros administrativos se ha contrastado con registros médicos12,22 y la fiabilidad de estos estudios permite la comparación pública de hospitales en términos de resultados30.

Por otra parte, en contraste con la metodología de CMS, únicamente se consideraron los reingresos (y la mortalidad en los episodios de reingreso) debidos a enfermedades cardiovasculares, por carecerse de los episodios con diagnóstico principal diferente de enfermedades cardiovasculares (no incluidos en el CMBD facilitado por el del Ministerio de Sanidad, Servicios Sociales e Igualdad). Sin embargo, cabe destacar que los eventos cardiacos probablemente representan un mejor indicador de desempeño en relación con la duración de la estancia que los reingresos por cualquier causa31. Asimismo, la diferencia de mortalidad de los pacientes con IAMCEST por causas cardiovasculares observada en otros estudios32,33 respecto de la que hemos encontrado puede explicarse porque la población con IAMCEST en aquellos no estaba seleccionada, a diferencia de la nuestra, de la que se excluyó a los pacientes que tenían insuficiencia cardiaca, edema agudo de pulmón, arritmias ventriculares, parada cardiaca o shock cardiogénico. Además, no se consideraron los reingresos como criterio de valoración recurrente; pero en la población de nuestro estudio el riesgo de eventos adversos es bajo o muy bajo, y cabría esperar una baja carga de recurrencias.

Otra limitación radica en que la codificación CIE 9-MC no permite conocer con precisión si la ICP fue primaria. Sin embargo, según el Registro de la Sección de Hemodinámica34, el 86% de las ICP en el IAMCEST fueron primarias y, como un 5% de las ICP son de rescate (después de fibrinolisis, excluidas de nuestra población de estudio), resulta que el 91% de las ICP serían primarias en nuestro estudio.