C.2.4. Investigación en servicios sanitarios
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Investigación en servicios sanitarios</span></p><p class="elsevierStylePara"> Moderadora:</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic"> Soledad Márquez</span></p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 246</p><p class="elsevierStylePara">PREVALENCIA DE PATOLOGÍA DUAL EN JÓVENES CONSUMIDORES DE HEROÍNA: RESULTADOS PRELIMINARES</p><p class="elsevierStylePara"> M.C. Rodríguez-Llera, A. Domingo-Salvany, M.T. Brugal, D. Hayes, N. Vallés, M. Torrens y J. Alonso</p><p class="elsevierStylePara">Unitat Recerca Serveis Sanitaris, Institut Municipal Investigació Mèdica, Barcelona. Institut Municipal Salut Pública, Ajuntament Barcelona, Barcelona.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes:</span> En los últimos años ha aumentado considerablemente el interés por la detección de patología psiquiátrica en sujetos con abuso/dependencia de drogas. La coexistencia de ambos tipos de trastorno (patología dual), que en algunos estudios con población consumidora ha sido del 50%, es un factor importante en el inicio, mantenimiento y evolución tanto de la psicopatología como de la toxicomanía. El objetivo principal de este estudio es determinar la prevalencia de patología dual en consumidores jóvenes de heroína.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Método:</span> Estudio de una muestra de 250 sujetos seleccionados al azar a partir de los 600 jóvenes consumidores del proyecto ITINERE (consumidores actuales y habituales de heroína residentes en Barcelona de entre 18-30 años reclutados en la calle a través de informadores clave). Tras la primera entrevista-ITINERE se daba una nueva cita para realizar la evaluación de patología dual mediante la entrevista semiestructurada PRISM (Psychiatric Research Interview for Substance and Mental Disorders) administrada por una psicóloga especialmente entrenada. La entrevista permite establecer diagnósticos psiquiátricos y de abuso/dependencia de sustancias en el último año y previos según criterios del DSM-IV. Además, se obtiene información sobre aspectos socio-demográficos y antecedentes médicos y legales.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Hasta el momento se han entrevistado 66 sujetos (40 hombres y 26 mujeres) de una edad media de 25,0 años (d.e.: 3,3). El 50,0% de los sujetos había cursado estudios de primaria y el 13,6% cursos de secundaria-2ª etapa. El 28,8% de los sujetos no vivía en domicilio propio (casas okupadas, sobretodo). El 42,3% de las mujeres y el 22,5% de los hombres tenía una relación estable. El 79,0% había utilizado recursos sanitarios específicos para el tratamiento del consumo. El tiempo medio de consumo problemático fue de 4,6 años para la heroína y 3,9 para la cocaína. La prevalencia/vida de abuso de sustancias fue de 13,6% para la cocaína y 1,5% para la heroína y la de la dependencia, de 75,8% y 97,0%, respectivamente. La prevalencia/vida de trastornos psiquiátricos del eje I fue de 25,8% para los trastornos afectivos, 28,8% para los trastornos de ansiedad y 12,1% para los trastornos psicóticos (83% de estos últimos fueron inducidos). Se obtuvo una prevalencia/vida de trastorno de la personalidad (eje II) del 51,5% (trastorno límite de la personalidad y/o trastorno antisocial de la personalidad). Considerando conjuntamente los diagnósticos psiquiátricos del eje I y del eje II del DSM-IV evaluados por el PRISM se obtiene una prevalencia/vida de patología dual del 78,8%.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Se ha obtenido una alta prevalencia de comorbilidad psiquiátrica que viene en gran medida determinada por los trastornos de personalidad. Estos resultados posiblemente deriven de la propia marginalidad de la población reclutada y puede limitar la extrapolación de los resultados.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Estudio financiado parcialmente por una beca del Plan Nacional Sobre Drogas, FIPSE 3035/99.y CIRIT (2001 SGR 00405).</span></p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 247</p><p class="elsevierStylePara">EL PLAN DE ELIMINACIÓN DEL SARAMPIÓN EN CANARIAS. SITUACIÓN DE PARTIDA Y PRIMEROS RESULTADOS</p><p class="elsevierStylePara"> A. García, P. García, N. Abadía, P. Matute, D. Trujillo, J. Solís, I. Hernández, D. Núñez y C. Pérez</p><p class="elsevierStylePara"> Promoción Salud, Dirección General de Salud Pública, Las Palmas de Gran Canaria. Epidemiología, Dirección General de Salud Pública, Santa Cruz de Tenerife. Microbiología, Hospital de Gran Canaria Dr. Negrín, Las Palmas de Gran Canaria.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes:</span> Tras la propuesta de la Oficina Regional Europea de la Organización Mundial de la Salud, de eliminar el sarampión indigena para el 2007, en la Comunidad Autónoma Canaria se elabora a finales de 2000 un Plan de Eliminación, siguiendo las directrices definidas por la OMS, y con el objetivo de eliminar esta enfermedad para el año 2005. Se evalúa la puesta en marcha de dicho plan y su impacto sobre la incidencia de la enfermedad</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Se adelantó la segunda dosis de Triple Vírica a los 4 años de edad, manteniéndose la dosis de los 11 años hasta que las cohortes de vacunados/as con dos dosis cumplieran esa edad. Siguiendo los resultados obtenidos en la Encuesta Nacional de Seroprevalencia, se diseñó una campaña masiva de vacunación para el año 2001, que permitiera que todos los niños/as con edades comprendidas entre los 5 y los 10 años ambos inclusive, tuvieran dos dosis de esta vacuna. Se reforzó la Vigilancia Epidemiológica, con la declaración individualizada y urgente de todos los casos sospechosos, y se realizó diagnóstico de laboratorio en todos ellos, recepcionándose las muestras a través de un servicio de mensajería en el laboratorio de referencia situado en el Hospital de Gran Canaria Dr. Negrín. Las muestras confirmadas se enviarían a Majadahonda para su caracterización genotípica</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> En el 2001 mejoró la cobertura de segunda dosis, y solamente se notificaron 6 casos sospechosos de sarampión, 4 en la isla de Tenerife, 1 en la de Gran canaria, y otro en la de Lanzarote. Cinco fueron descartados por diagnóstico de laboratorio, y solamente 1 quedó como compatible al no habérsele podido tomar muestras para su estudio. El tiempo medio entre el inicio del exantema y la recogida de muestras fue de 5 días, y de la llegada de la muestra al laboratorio y la obtención del resultado de 1 día y medio.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Las medidas tomadas dentro del Plan de Eliminación del Sarampión en la Comunidad Autónoma Canaria, parecen estar evidenciando la inexistencia de transmisión autóctona del virus en nuestra Comunidad. A su vez, las medidas de vigilancia nos posibilitan detectar su reintroducción y así poder cortar la la transmisión si se produce.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 248</p><p class="elsevierStylePara"> EVALUACIÓN DE LA CALIDAD DE LA RECOGIDA DE LOS DATOS CLÍNICOS EN TRES REDES DE VIGILANCIA DE LA GRIPE EN ESPAÑA</p><p class="elsevierStylePara"> Jean-F. Aguilera, J. Paget, T. Vega, M. Ordobas y A. Larrosa</p><p class="elsevierStylePara"> Respiratory Division, Public Health Laboratory Service - CDSC, Londres (Reino Unido). NIVEL, European Influenza Surveillance Scheme (EISS), Utrecht (Holanda). Consejería de Sanidad y Bienestar Social, Valladolid. Consejería de Sanidad, Madrid. Servicio Aragonés de Salud, Zaragoza.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes:</span> Desde 1996, el 'European Influenza Surveillance Scheme' (EISS) asegura la vigilancia de la gripe al nivel Europeo, actualmente con datos de 14 países. El objetivo principal del EISS es recolectar datos clínicos y virológicos de la misma población. EISS decidió desarrollar un protocolo estandardizado para permitir la evaluación de calidad de la recogida de los datos clínicos en las redes en Europa, probándolo en tres redes españolas.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Se ha desarrollado ese protocolo según (1) el método de evaluación de los sistemas de vigilancia de la OMS, (2) la literatura científica sobre las buenas prácticas de vigilancia de gripe, (3) una encuesta descriptiva de los modelos de vigilancia en Europa y (4) los resultados del pre-test en Francia y Holanda. Las redes de Madrid, Castilla y León (CyL) y Aragón fueron seleccionadas bajo criterios prácticos y de diversidad. El protocolo evalúa, por medio de un cuestionario dirigido a los coordinadores de las diferentes redes y a una muestra de médicos centinelas (MC), la características de las redes seleccionadas durante la ultima temporada, incluyendo la (1) aceptabilidad y sencillez, (2) sensibilidad y valor predicativo positivo, (3) representatividad de los MC, (4) oportunidad en tiempo, y (5) producción de informes y información al publico.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Todo los MC (1) utilizaron un formulario similar para recolectar los datos clínicos, (2) recibieron un "feedback" semanal desde la coordinación y una información anual, y (3) estimaron la carga de trabajo de las actividades de vigilancia aceptable. La rotación anual de MC varió de 3% a 4%. Aunque los MC dispusieron de una única definición de caso (DC) escrita, solo 34% (10/29) la utilizaron para reportar casos de gripe; no obstante, 96% de los casos notificados en CyL presentaron cuatro síntomas clínicos o más. Aunque las redes suministraron a los MC las recomendaciones para recoger muestras, los criterios utilizados en la practica variaron ampliamente. Madrid y CyL utilizaron dos umbrales estadísticos distintos para medir la actividad gripal; la red de Aragón no utilizó umbral. La población cubierta por los MC fue representativa de la población total en termino de (1) edad en las tres redes, (2) geográfico en CyL, y (3) por sexo en Madrid; En todas las redes, los MC eran médicos de familia y pediatras, representando entre el 2% y 7% de todos los médicos de atención primaria. Las redes (1) enviaron los datos al nivel nacional con oportunidad en tiempo, (2) hicieron un informe semanal (disponible en Internet en Madrid y CyL) y anual, (3) publicaron los resultados en el boletín epidemiológico regional.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Las redes de vigilancia cumplieron con los criterios internacionalmente aceptados. Se recomienda avanzar en la estandarización del umbral de la actividad viral y en la utilización de la DC y de los criterios de recogida de muestras en las consultas. La evaluación final permitirá la conclusión del protocolo y compartir la experiencia española con otros países europeos.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 249</p><p class="elsevierStylePara"> EVOLUCIÓN DE LOS SEROTIPOS Y PATRONES DE RESISTENCIA DE 1550 AISLAMIENTOS CLÍNICOS DE <span class="elsevierStyleItalic">STREPTOCOCCUS PNEUMONIAE</span> EN LA COMUNIDAD VALENCIANA (1979- 2001)</p><p class="elsevierStylePara"> M. Montaner, S. Cuéllar, R. Moreno, I. Moreno, E. Cantón y M. Gobernado</p><p class="elsevierStylePara">Hospital Universitario La Fe; Hospital General de Castellón.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes y objetivos:</span> Las enfermedades producidas por los distintos serotipos de <span class="elsevierStyleItalic">Streptococcus pneumoniae</span> presentan hoy día una alta prevalencia y una elevada tasa de mortalidad, lo que hace necesario el estudio continuado de sus características para determinar su evolución y la utilidad de los programas de vacunación. El objetivo del presente estudio es determinar los cambios producidos en los neumococos aislados en el ámbito hospitalario desde los años 80 hasta nuestros días en lo que se refiere a serotipos prevalentes y patrones de resistencia a los antimicrobianos.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Metodología:</span> Se evaluaron un total de 1.550 cepas de <span class="elsevierStyleItalic">S. pneumoniae</span> agrupadas en 3 series de 3 años cada una, aisladas en varios hospitales de la Comunidad Valenciana (años 79 ­ 81, n = 720 cepas; años 89-91, n = 375; años 99-01, n = 455). La identificación de las cepas se llevó a cabo mediante la sensibilidad a optoquina y la solubilidad en sales biliares. Los serotipos se identificaron mediante reacción de quellung, con reactivos proporcionados por el Statum Serum Institute, y las CMIs (Concentraciones Mínimas Inhibitorias) a penicilina, eritromicina y ampicilina se determinaron por el método del E-test.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Los aislamientos de foco respiratorio representaron el 73,5% (años 79-81), el 66,5% (años 89-91) y el 27,3% (años 99-01). Los aislamientos de origen invasor (sangre, LCR y líquido pleural) aumentaron desde el 13.5% en los años 79-81 hasta el 24,8% en los años 99-01. La evolución de los niveles de sensibilidad disminuida en las tres series fue para cada antibiótico: penicilina 31,3% → 41,5% → 55,6%, eritromicina 3,0% → 9,2% → 48,0% y ampicilina 12,1 → 45,9 →2,2%. Los serotipos prevalentes han presentado la siguiente evolución (años 79-81 → años 99-01): serotipo 6 (18,5% → 13,6%, ∇26,5%); serotipo 19 (18,1% → 23,1%, →21,6%); serotipo 23 (12,8% →10,8%, ∇15,6%); serotipo 3 (8,8% → 12,7%, Δ30,7%) y serotipo 14 (3,8% →9,2%, Δ58,7%). Con la distribución actual de serotipos (años 1999 al 2001) la cobertura de la vacuna polisacarídica de 23 serotipos en mayores de 2 años es del 92,3% y la cobertura de la vacuna conjugada de 7 serotipos para niños menores de 2 años es del 79,5%.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Los serotipos que presentan mayores niveles de resistencia han aumentado su prevalencia en el período estudiado. La proporción de cepas con sensibilidad disminuida a penicilina es siempre mayor que a eritromicina, pero en los últimos años el incremento de resistencia de ésta es superior a la primera. La elevada cobertura que presenta la vacuna polisacarídica de 23 serotipos determina su utilidad en los programas de vacunación actuales.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 250</p><p class="elsevierStylePara"> ESTIMACIÓN DE LA DISTRIBUCIÓN DE LOS TIEMPOS DE LLEGADA Y SERVICIO EN LA LISTA DE ESPERA DE INTERVENCIONES QUIRÚRGICAS OFTALMOLÓGICAS</p><p class="elsevierStylePara"> E.M. Andrés, M. Saez y J.J. Mazuecos</p><p class="elsevierStylePara"> Departamento de Métodos Estadísticos (Universidad de Zaragoza). Grup de Recerca en Estadística, Economia Aplicada i Salut (GRECS), Universitat de Girona. Escuela de Ciencias de la Salud (Universidad de Zaragoza).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Introducción:</span> Las largas listas de espera que un paciente tiene que soportar para llegar a realizarse una intervención quirúrgica constituyen uno de los principales problemas de la Sanidad Pública Española. Los tamaños de estas listas de espera son muy variados según el servicio o departamento donde se debe realizar la intervención y la prioridad de la misma (una operación puede estar clasificada por el médico como prioritaria o no prioritaria). El objetivo de esta comunicación es el de modelizar los tiempos de espera y servicio, así como simular qué pasaría si variase alguno de los parámetros de interés (p.e. si se realizasen intervenciones los sábados, si se habilitase un quirófano más, si aumentase el número de prioritarios...) con el fin de poder encontrar una posible solución a este problema.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Metodología:</span> Se dispone de una base de datos de doce meses que incluye la fecha de entrada a la lista <span class="elsevierStyleCrossOut"> ; </span> la fecha de intervención (o salida de la lista por otras causas), la prioridad y del servicio en el cual se realizará la intervención. Se contrastan, en primer lugar, algunas hipótesis de interés: la homogeneidad en los tiempos de espera entre los diferentes servicios (test de Kuskall-Wallis) la existencia de diferencias significativas entre los tiempos de espera prioritarios y no prioritarios (test de suma de rangos de Wilcoxon. A continuación, y haciendo referencia a la lista de espera de intervenciones quirúrgicas de oftalmología, se estima el tiempo de llegada y de espera.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Cuando se consideran todos los servicios aparecen distintos problemas a tener que obstaculizarán las estimaciones. Un primer problema es el de <span class="elsevierStyleBold"><span class="elsevierStyleItalic">mixturas;</span></span> es decir, cada servicio tiene una distribución muy distinta de los tiempos de espera, cosa que parece muy lógica porque no todos los servicios tienen la misma demanda. Además a esto se le añade el problema de <span class="elsevierStyleBold"><span class="elsevierStyleItalic"> heterogeneidad</span></span>. En la lista de espera de oftalmología, al tratarse de procesos markovianos, aparece el problema de las <span class="elsevierStyleBold"><span class="elsevierStyleItalic">multillegada</span></span>. De hecho, este de llegadas se denomina llegadas en lote. En este caso se suele considerar que las llegadas de los lotes de individuos siguen un proceso de Poisson y que el número de individuos en cada uno de los lotes es una variable aleatoria a la que se le ajusta una distribución discreta. El proceso estocástico descrito se denomina proceso de Poisson compuesto. La distribución de los tiempos de espera es bimodal. En principio esto parece muy lógico debido a que una moda estará referida a los de prioridad normal y la otra a los de prioridad alta. Por este motivo se estimaron ambas distribuciones, por una parte los que tenían prioridad alta, cuya distribución encontrada fue EXPO (1605.12) (p < 0,05), por otra parte, la distribución encontrada para los individuos de prioridad normal fue NORM (2304.66, 1237.89) (p < 0,05). Para el tiempo de llegada la distribución estimada fue 1+ LOGN (13.68,63.6) (p < 0,1) que aunque está en los límites de la significación fue la mejor distribución encontrada.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusión:</span> La dificultad de estimar todos los servicios de una forma conjunta obliga a realizar las estimaciones servicio por servicio y construir un sistema de lista de espera por secciones. Eligiendo primeramente el servicio de oftalmología y habiendo estimado los tiempos de llegada, espera y de servicio (determinístico), la lista de espera correspondería a una cola de tipo G/G/c/(infinity) Las multillegadas pueden tratarse como llegadas en lotes o dividiendo el día en tantas partes como individuos hayan llegado en dicho día, asignándoles a cada uno de ellos una diferencia entre llegadas correspondiendo a la fracción calculada.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 251</p><p class="elsevierStylePara"> EVALUACIÓN ECONÓMICA DE UN BROTE DE VARICELA EN MADRID: ¿HABRÍA SIDO MÁS BARATO VACUNAR (resultados provisionales)</p><p class="elsevierStylePara"> P. Arias, P. Gómez, D. Herrera Guibert y F. Martínez Navarro</p><p class="elsevierStylePara">Programa de Epidemiología (PEAC), CNE, Instituto de Salud Carlos III.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes y objetivos:</span> Varicela es una enfermedad de elevada morbilidad generalmente benigna en niños aunque puede cursar con complicaciones severas en adultos. Se encuentran en la literatura numerosos estudios de coste-efectividad, que evalúan una reducción en los costes que ocasiona la enfermedad. En el año 2000 se produce en Velilla de San Antonio (Madrid) un brote de Varicela que afecta a una parte importante de la población menor de 11 años. El objetivo de este estudio es evaluar el coste económico que esta situación produjo y compararla con los gastos que hubieran sido necesarios para evitarla mediante un programa de vacunación en menores de 11 años.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Se realizó una búsqueda activa de casos en Velilla de San Antonio en el curso escolar 2000-2001 (semanas 40 a 26) tanto a través de los registros de los centros escolares como del Centro de atención primaria. Los casos fueron entrevistados telefónicamente y se usó un cuestionario diseñado expresamente. Se realiza una valoración de los costes directos e indirectos desde una perspectiva social asociados a la enfermedad y una valoración de los costes directos de una intervención preventiva consistente en la vacunación de todos los menores de 11 años en el contexto de la vacunación en calendario infantil.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Se han encontrado 167 casos (62% de los casos notificados por EDO). La edad media fue de 6,5 años (DS = 8,2). Un 44,6% fueron hombres. Un 32% fueron secundarios a un caso familiar. El 98,6% requirió asistencia sanitaria, con un coste de 19.552,55 € (tres casos requirieron hospitalización). El tratamiento prescrito fue básicamente sintomático, con un coste de 675,42 €. La enfermedad supuso la ausencia laboral durante 124 días, lo que supuso un coste de 9.801,59 €. El coste medio por caso fue de 179,82 €. La mayoría de los afectados fueron cuidados en su domicilio por sus madres o abuelas, sin que la familia necesitará, de forma general, incurrir en costes extraordinarios por los cuidados de otra persona a los enfermos. La vacunación de los 965 menores de 11 años habría supuesto un coste de 49.965,57 €.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> El brote ha supuesto un importante coste tanto económico como social. De forma general la familia pudo organizarse para atender a los afectados sin necesidad de gastos extras por este concepto. El coste directo no médico de la enfermedad ha sido, seguramente infravalorado, ya que no se han incluido los costes por contrato de personas para el cuidado de los afectados. Si extrapolamos los gastos de los encuestados al total de casos notificados el coste se estima en 48.730 €. A pesar de esto el coste no supera el de la vacunación, donde solo se ha incluido el precio del medicamento. No se valora el trabajo de la mujer en el cuidado de familiares enfermos. Es posible que en el futuro la mayor incorporación de la mujer al mundo laboral haga que este tipo de costes directos no médicos se incremente en las enfermedades infantiles. Está pendiente el análisis coste beneficio aplicando modelos de decisión y el análisis de la sensibilidad de este estudio.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 252</p><p class="elsevierStylePara"> VACUNACIÓN ANTINEUMOCÓCICA EN PACIENTES ESPLENECTOMIZADOS EN EL HOSPITAL CLÍNICO SAN CARLOS (AÑO 2001)</p><p class="elsevierStylePara"> C. Cevallos García, A. Estirado Gómez, T. Martín Acero y J. Fereres Castiel</p><p class="elsevierStylePara">Servicio de Medicina Preventiva. Hospital Clínico San Carlos (Madrid).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes:</span> Los pacientes esplenectomizados presentan una mayor susceptibilidad para infecciones por bacterias encapsuladas, fundamentalmente <span class="elsevierStyleItalic">Streptococcus pneumoniae, Haemophilus influenzae y Neisseria meningitidis.</span> Esto es lo que determina que la esplenectomía sea una indicación para la vacunación frente a estos tres microorganismos. El Servicio de Medicina Preventiva valora la aplicación de estos tres tipos de vacuna a todo paciente esplenectomizado del que tiene conocimiento, administrando vacunación antineumocócia en el hospital y entregando un informe para la valoración desde Atención Primaria de las vacunaciones para Meningococo y Haemophilus, así como vacunación antigripal en las campañas anuales.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo principal:</span> Conocer el total de pacientes esplenectomizados en el Hospital Clínico San Carlos durante el año 2001, su distribución por servicios, así como el porcentaje de pacientes en los que nuestro servicio realizó la valoración de vacunación antineumocócica.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> El número de esplenectomías totales o parciales realizadas en el hospital durante el año 2001 se ha obtenido a partir del Conjunto Mínimo Básico de Datos (CMBD), utilizando como código de proceso de la CIE-9 el 41,5 y el 41,43, así como los partes de quirófano y las interconsultas recibidas en nuestro servicio, con el fin de no perder ningún caso de esplenectomía. Las variables de edad, sexo, diagnóstico principal y servicio que indicó la esplenectomía se obtuvieron a partir del CMBD. Los pacientes en los que nuestro servicio realizó la valoración de vacunación antineumocócica se obtuvieron de los partes de interconsulta contestados por nuestro servicio, de los volantes de petición de vacuna a Farmacia y de los informes de alta del ingreso correspondiente a la esplenectomía.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> El total de esplenectomizados durante el período de estudio fue de 33 pacientes (66,7% varones y 33,3% mujeres), con edades comprendidas entre 6 y 83 años, siendo el 57,6% mayores de 60 años. Las indicaciones de la esplenectomía fueron las neoplasias digestivas en el 39,4% de los casos, las enfermedades hematológicas en el 24,2%, los politraumatismos en el 15,2% y otros motivos en el 21,2%. El 48,5% de los pacientes había sido vacunado por indicación del Servicio de Medicina Preventiva, no habiendo sido consultados para la vacunación el 51,5% restante. Los tres servicios de Cirugía General nos consultaron en el 42,9% de las 21 esplenectomías que realizaron, no consultándonos para el 57,1% restante. El Servicio de Hematología nos consultó en 3 de las 4 esplenectomías realizadas en sus pacientes. Las 8 esplenectomías restantes fueron realizadas en pacientes de 8 servicios distintos por lo que estos datos no pueden analizarse.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> El Servicio de Medicina Preventiva no tiene conocimiento de la mayoría de las esplenectomías realizadas en el hospital (51,5%), aumentando este porcentaje al 57,1% para los Servicios de Cirugía. No conocemos el estado vacunal de estos pacientes, ya que en el informe de alta de estos pacientes no se recoge esta información. La efectividad de la vacunación antineumocócica en estos pacientes está claramente probada, por lo que sería de gran utilidad implementar un programa de vacunación interdisciplinar para conseguir una cobertura vacunal cercana al 100% en nuestros esplenectomizados.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 253</p><p class="elsevierStylePara">ESTADO VACUNAL Y RESPUESTA SEROLÓGICA FRENTE AL VIRUS DE LA PAROTIDITIS EN NIÑOS SANOS</p><p class="elsevierStylePara"> J.C. Sanz, M. Fernández, R. Ramírez, L. García-Comas, D. Barranco, J.E. Echevarría y F. de Ory</p><p class="elsevierStylePara"> Laboratorio de Salud Pública y Servicios de Epidemiología y de Prevención y Promoción de la Salud. Instituto de Salud Pública de la Comunidad de Madrid. Centro Nacional de Microbiología ISCIII.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes y objetivos:</span> La eficacia de la vacunación frente al virus de la parotiditis depende del tipo de cepa empleada y el número de dosis administradas. Sin embargo, a diferencia de otras enfermedades vacunables la presencia de IgG contra el virus no garantiza una total protección. El objetivo de este estudio fue determinar la variación cuantitativa del nivel IgG y su funcionalidad biológica definida en términos de avidez (fuerza de unión entre el anticuerpo y un antígeno multivalente) según el estado vacunal.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Se estudiaron 77 niños seleccionados por carecer de antecedentes clínicos de infección y ser IgG positivos frente al virus de parotiditis (III Encuesta de Seroprevalencia de la Comunidad de Madrid) en los que se investigó su estado vacunal. La concentración de IgG expresada como logaritmo del título de IgG (LT-IgG) y su índice de avidez (IA-IgG) se determinaron por ELISA (Enzygnost; Dade Behring). Se comparan las medias utilizando EpiInfo 2000.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Las medias (y varianzas) de LT-IgG, lA-IgG y edad en función del estado vacunal se exponen en la siguiente tabla:</p><p class="elsevierStylePara"><img src="138v16nSupl.1-13036844tab01.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara"> En los niños vacunados con dos dosis de triple vírica las medias de los IA-IgG resultaron superiores a las de los niños vacunados con una sóla dosis (sin significación estadística). Los niños vacunados con dos dosis de Jeryl Lynn o con una de Rubini y otra de Jeryl Lynn presentaron LT-IgG significativamente superiores (p < 0,05) respecto a los niños vacunados con una única dosis de Jeryl Lynn.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Los resultados del presente trabajo respaldan experimentalmente los datos de la mejor eficacia clínica frente a parotiditis apreciada tras la administración en edades tempranas de dos dosis de vacuna triple vírica. Pese a las limitaciones derivadas del reducido número de sujetos estudiados, la presencia de títulos más elevados y con mayores índices de avidez en niños con dos dosis (Jeryl Lynn o Rubini mas Jeryl Lynn) sugiere una mejor respuesta a la vacuna. Este patrón es el característico de una respuesta inmune de tipo secundario, que aparece tras el contacto repetido con el antígeno y que se manifiesta por una elevada producción de IgG de alta avidez (inmunológicamente más madura y fisiológicamente más eficaz en la contención de la infección).</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 254</p><p class="elsevierStylePara">FACTORES PREDICTORES DEL RETRASO DEBIDO AL PACIENTE EN CÁNCER DE MAMA AJUSTADOS EA UN MODELO PARAMÉTRICO DE SUPERVIVENCIA</p><p class="elsevierStylePara"> E. Benítez, A. Escolar y E. Figueroa</p><p class="elsevierStylePara">Servicio de Medicina Preventiva y Salud Pública. Hospital Universitario Puerta de Mar. Cádiz.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos:</span> Analizar los factores predictores atribuibles al paciente, que influyen en el retraso en la consulta con un médico tras la aparición de un primer síntoma relacionado con el cáncer de mama.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Metodología:</span> Durante el período comprendido entre julio de 1997 y mayo de 2000 se identificaron los casos incidentes, con confirmación histopatológica, de cáncer de mama en las áreas hospitalarias de Cádiz y Puerto Real (472.290 habitantes). Se realizaron entrevistas personales a los pacientes mediante cuestionario estructurado por personal entrenado, midiendo las fechas de aparición del primer síntoma y primera consulta médica, además de otras variables (edad, reacción ante el primer síntoma, tipo de primer síntoma,..). Se considera el tiempo de retraso debido al paciente como el transcurrido desde el primer síntoma hasta la consulta con un médico. Presentamos la mediana del tiempo de retraso. Mediante análisis de supervivencia paramétrica (modelo lognormal) se ha analizado la relación entre el tiempo de retraso citado y las posibles variables predictorias. Se ha evaluado el ajuste del modelo. La variable evento fue la consulta a un médico.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Se identificaron 322 mujeres, excluyendo a 61 de ellas por no presentar sintomatología en el momento del diagnóstico. La mediana de retraso fue de 11 días. El modelo paramétrico final identificó como variables predictoras del retraso a: Presencia de síntomas diferentes a un nódulo mamario (Tiempo relativo: 1,43); Restar importancia a su cuadro clínico (Tiempo relativo: 2,34); No comentar con nadie su problema (Tiempo relativo: 3,31); Decidir ir al médico (Tiempo relativo: 2,3); Tener peor nivel de estudios (Tiempo relativo: 1,29).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> La percepción de la importancia de factores clínicos (naturaleza del primer síntoma) y factores psico-sociales (actitudes y conocimientos) aparecen como los predictores más destacados del retraso del paciente. Restar importancia al síntoma inicial y su ocultación condicionan negativamente la rapidez con la que se decide consultar con un médico. Se debería mejorar el conocimiento en la población respecto de otros signos o síntomas, que aparte del bulto, pueden alertar sobre la presencia de un cáncer de mama (retracción del pezón, dolor en mama y cambios en la piel) y motivar así una consulta médica más precoz.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 255</p><p class="elsevierStylePara">DEMANDA DE ECOGRAFÍAS EN ATENCIÓN PRIMARIA EN TRES ÁREAS SANITARIAS</p><p class="elsevierStylePara"> C. Campillo Artero, P. Suárez Gil, S.S. Martínez Suárez, M.J. Herrero, E. Armada Fernández y F.J. Amorós Oliveros</p><p class="elsevierStylePara">Gerencia de Atención Primaria de Mallorca; Gerencia de Atención Primaria de Gijón.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Analizar características demográficas, clínicas y de gestión de las ecografías solicitadas en 1999 por los Médicos de Familia (MF) de tres Áreas Sanitarias del INSALUD a los servicios de radiología de los hospitales de referencia.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Estudio transversal de todas las ecografías solicitadas por MF a personas mayores de 14 años durante 1999 en las Areas Sanitarias de Gijón y Oriente (Asturias) y Mallorca. Se registraron la siguientes variables: sexo y edad del paciente, Centro y MF solicitantes, fechas de solicitud y realización, prioridad (normal, preferente, urgente), tipo de ecografía (por región anatomo-clínica), adecuación orientación diagnóstica y hallazgos ecográficos. Se calcularon tasas de demanda (crudas y ajustadas) por población y por visitas en cada Área Sanitaria. Se calcularon tiempos de espera entre solicitud y realización y se comprobó la relación entre orientación diagnóstica y hallazgos ecográficos.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Se analizaron 6.604 ecografías (78% del Area de Mallorca). Las tasas de demanda (ecografías por 1.000 habitantes) presentaron una amplia variabilidad, entre 4,5 (IC95%: 4,3-4,8) en Gijón y 10,1 (IC95%: 9,8-10,4) en Mallorca. Las tasas ajustadas no difirieron sustancialmente de las crudas. Las tasas por 10.000 visitas oscilaron entre 7,3 (IC95%: 6,6-7,9) en Gijón y 18,4 (IC95%: 17,9-18,9) en Mallorca. Más de la mitad de las ecografías se realizaron a mujeres (56%); la tasa más alta por grupos de edad corresponde al grupo 65-74 años (13,0 por 1.000), seguida de la del grupo 40-64 años (10,7 por 1.000). El 70% de las ecografías eran abdominales y 14% renales. La prioridad fue normal en el 33%, preferente en el 10% y urgente en el 6%; sin embargo, este dato no constaba en el 51% de las solicitudes. El tiempo de espera media global fue 26 días (DE = 24): Oriente (27 días, DE = 16), Mallorca (30 días, DE = 29) y Gijón (11 días, DE = 8). En el Area de Gijón, el 97% de los pacientes esperaron menos de 30 días para la realización de la ecografía. El 64% de las solicitudes se consideraron adecuadamente orientadas, destacando el Area de Gijón (94%). Se encontraron hallazgos ecográficos patológicos en el 25% (IC95%: 24%-26%), no existiendo relación entre este hecho y la adecuación de la solicitud. Sin embargo, en un 32% (IC95%: 31%-33%) de las ecografías no constaba el informe radiológico.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> La demanda de ecografías fue muy desigual en las tres Áreas. Las diferencias no se deben a diferente estructura demográfica ni al volumen de consultas atendidas por el MF, por lo que cabe atribuirlas a una importante variabilidad de la práctica médica. Las esperas medias, excepto en un Área, eran excesivas para satisfacer la demanda. La calidad de los registros fue muy deficiente, lo que supone una limitación del estudio.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 256</p><p class="elsevierStylePara"> ENVEJECIMIENTO Y UTILIZACIÓN HOSPITALARIA</p><p class="elsevierStylePara"> X. Castells, M. Riu y L. Mercadé</p><p class="elsevierStylePara">Servei d'Estudis. Institut Municipal d'Assistència Sanitària. Hospital del Mar. Barcelona.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Estudiar el efecto del envejecimiento de la población en la evolución de la utilización hospitalaria.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Método:</span> Se ha analizado la evolución del número total de altas hospitalarias en España y por Comunidades Autónomas (CCAA) en el periodo 1986-1998, a partir de la información de la Encuesta de Morbilidad Hospitalaria del Instituto Nacional de Estadística. Se ha evaluado la contribución al aumento del número absoluto de altas hospitalarias de: <span class="elsevierStyleItalic">a)</span> el aumento en la tasa de hospitalización ajustada por edad; <span class="elsevierStyleItalic">b)</span> el envejecimiento de la población (estructura de edad) y <span class="elsevierStyleItalic"> c)</span> el cambio en el número de habitantes. Este mismo análisis se ha replicado para algunos países europeos.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> El total de altas hospitalarias en el conjunto de España pasó de 3.487.824 en el año 1986 a 4.436.980 en 1998. Este 27,2% de incremento se descompone en: el 15,1% es debido al incremento de la tasa de hospitalización ajustada por edad y el 12,1% a los dos factores demográficos (el 9,9% a la variación en la estructura de edad y el 2,2% al número de habitantes). La evolución de las tasas de hospitalización según la edad entre los años 1986 y 1998 presenta grandes variaciones, incrementándose las diferencias entre población anciana y no anciana. Así en los grupos de 65 a 74 años y de 75 o más años el crecimiento ha sido del 49% y del 75%, respectivamente, mientras que en la población menor de 55 años, este aumento ha sido inexistente o negativo, excepto en los menores de 5 años que ha sido del 29%. Este patrón observado en el conjunto de España es similar al de los otros países analizados. En todos ellos se ha producido un importante incremento en el número de las altas hospitalarias y el factor que más contribuye en todos los países es el aumento de la tasa de hospitalización ajustada por edad. Sin embargo, el envejecimiento tiene una contribución relativa mayor en España que en los países analizados. En el análisis por CCAA, se ha observado variaciones importantes en el incremento del número de altas (entre el 2,8% en el País Vasco y el 55% en Canarias).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> El fuerte incremento del número total de altas hospitalarias en los últimos años se explica principalmente por el incremento en la utilización o tasa de frecuentación hospitalaria en población de 65 años o más; mientras que el factor envejecimiento, por si solo, explica únicamente un tercio del incremento de las altas hospitalarias. Sin embargo, en la medida que aumenten las diferencias en las tasas de hospitalización entre grupos de edad, el impacto del envejecimiento será cada vez mayor.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 257</p><p class="elsevierStylePara">IMPACTO DE LA VACUNACIÓN EN LA ENFERMEDAD INVASIVA POR HAEMOPHILUS INFLUENZAE tipo b EN CATALUÑA 1994-2001</p><p class="elsevierStylePara"> G. Carmona, N. Cardeñosa, M. Oviedo y A. Domínguez</p><p class="elsevierStylePara"> Dirección General de Salud Pública. Departament de Sanitat i Seguretat Social.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos:</span> Conocer la incidencia de la enfermedad invasiva por <span class="elsevierStyleItalic">H. influenzae</span> tipo b (EIHIb) en los menores de 5 años y en el resto de la población antes (1994-1999) y después (2000-2001) de la inclusión de la vacunación sistemática frente a esta enfermedad en Cataluña.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Material y métodos:</span> Se han analizado los casos de EIHIb notificados al sistema de Enfermedades de Declaración Obligatoria (EDO) durante el período 1994 a 2001. Se han calculado las tasas de incidencia de la enfermedad y sus intervalos de confianza al 95% en menores de 5 años y en el resto de la población en el período pre-vacunal (años 1994-1999) y en el post-vacunal (años 2000-2001). Mediante el test binomial se ha realizado un contraste de proporciones para comparar los casos en el período pre-vacunal respecto a los casos en el período post-vacunal en estos grupos de edad y se ha calculado el coeficiente de correlación de Pearson para estudiar si hay correlación entre las tasas en los menores de 5 años y las tasas en el resto de la población.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> La tasa de incidencia global para todo el período en los niños menores de 5 años ha sido de 5,3 por 100000 personas-año (IC 95%:4,3-6,3) En el período pre-vacunal en dicho grupo de edad la tasa de incidencia ha sido de 6,7 por 100000 personas-año (IC 95%: 5,5-8,1),mientras que en el perido post-vacunal ha sido de 0,7 por 100000 personas-año (IC 95%: 0,5-1,0) (p < 0,0001). En el resto de la población la tasa de incidencia en el período pre-vacunal ha sido de 0,17 por 100.000 personas-año (IC 95%: 0,13-0,21), mientras que en el período post-vacunal ha sido de 0,04 por 100000 personas-año (IC 95%: 0,03-0,05) (p < 0,0001). El coeficiente de correlación de Pearson entre las tasas en menores de 5 años y en el resto de la población ha sido de 0,75.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Se ha observado una disminución estadísticamente significativa de las tasas de incidencia en el período post-vacunal versus el período pre-vacunal tanto en los menores de 5 años como en el resto de las edades, lo que sugiere que la vacunación sistemática iniciada el año 2000 ha producido una importante inmunidad de grupo en nuestra comunidad.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 258</p><p class="elsevierStylePara">UTILIDAD Y APLICABILIDAD EN LA PRÁCTICA CLÍNICA DE UN SISTEMA DE PRIORIZACIÓN DE PACIENTES EN LISTA DE ESPERA</p><p class="elsevierStylePara"> M. Espallargues y L. Sampietro-Colom</p><p class="elsevierStylePara"> Agència d'Avaluació de Tecnologia i Recerca Mèdiques; Institut Català de la Salut.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes y objetivos:</span> Una de las estrategias propuestas para abordar el problema de la lista de espera es la priorización de pacientes basándose en la necesidad para la cirugía según aspectos clínicos, de capacidad funcional u otros condicionantes sociales. Después de diseñar un sistema lineal de puntos para priorizar pacientes en lista de espera de cirugía catarata y artroplastia de cadera/rodilla se plantea ahora evaluar su aplicabilidad y utilidad para la gestión de la lista de espera en la práctica clínica diaria.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Estudio evaluativo antes-después en el que se comparó la correlación entre la puntuación de prioridad (escala de 0 a 100 puntos, siendo 100 la máxima prioridad) y el orden en la lista (o el tiempo de espera) antes y después de implementar el sistema de priorización en los servicios de oftalmología y traumatología de 3 hospitales de la Red de Hospitales de Utilización Pública de Barcelona. Se entrenó a los participantes para la aplicación de un formulario de priorización (con 6 criterios el de cirugía de catarata y 7 el de artroplastia) a todos los nuevos pacientes con indicación quirúrgica. También se validó la información del formulario mediante una pregunta sobre prioridad global del paciente para la cirugía según el médico (con una escala visual analógica ­EVA-) y mediante entrevista telefónica a los pacientes. Para evaluar la aplicabilidad se recogió el tiempo de administración del formulario, la tasa de respuesta, el número de criterios no evaluados y las valoraciones cualitativas que a lo largo del estudio realizaron los distintos profesionales implicados (médicos, enfermería, gestores y personal administrativo).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> En la primera fase (antes) se han incluido 920 pacientes (510 para cataratas y 410 para artroplastia) con una media de edad de unos 70 años y aproximadamente 2/3 de mujeres para ambos procedimientos. Un 80% de los formularios estaban bien cumplimentados (sin datos ausentes), el tiempo medio para responderlos fue menor de 5 minutos y se incluyeron entre el 25% y el 50% de los pacientes elegibles según el servicio hospitalario. La puntuación media de prioridad fue de 33 (DE(22) y 50 (DE(22) puntos para cataratas y artroplastia respectivamente. El coeficiente de correlación de Pearson entre esta puntuación y la EVA fue de 0,7 (p < 0,001) para ambos procedimientos. La poca disponibilidad de tiempo por la carga asistencial, el/los profesional/es responsable/s de recoger la información y el desacuerdo con alguno de los criterios de priorización fueron las principales limitaciones declaradas por los participantes.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> A pesar de la moderada tasa de respuesta y la baja puntuación de prioridad en el momento de inclusión en la lista de espera, los datos disponibles sugieren que no se ha producido un sesgo de selección y que el sistema de priorización es válido. La inclusión de pacientes parece haber sido determinada más por factores como la carga de trabajo, la disponibilidad del formulario en la consulta o la negativa de los médicos participantes. Los resultados de la segunda fase (después) permitirán conocer el impacto real sobre la ordenación y el tiempo de espera de los pacientes.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 259</p><p class="elsevierStylePara">INCIDENCIA DE ENFERMEDAD INVASORA POR NEUMOCOCO EN LA COMUNIDAD DE MADRID, PERÍODO 1998-2000</p><p class="elsevierStylePara"> M.A. Gutiérrez Rodríguez, R. Ramírez Fernández y E. Insua Marisquerena</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes y/o objetivos:</span> La disponibilidad de una nueva vacuna conjugada frente a neumococo que es eficaz en menores de dos años y produce memoria inmunológica hace necesario conocer la incidencia de la enfermedad invasora por neumococo en nuestra Comunidad. El objetivo de este estudio es por tanto conocer la incidencia y las características epidemiológicas de los casos de enfermedad invasora por neumococo presentados en la Comunidad de Madrid, en el período 1998-2000.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Se realiza un estudio retrospectivo de los casos de enfermedad neumocócica invasora que han requerido ingreso hospitalario y cuyo diagnóstico figura en el alta hospitalaria, y se recoge en el sistema de información Conjunto Mínimo Básico de Datos al Alta Hospitalaria (CMBD) de los hospitales públicos de la Comunidad de Madrid, durante el período 1998-2000. La definición de caso de enfermedad invasora por neumococo para este estudio incluye los siguientes códigos de la CIE-9-MC: 481 (neumonía neumocócica), 320,1 (meningitis neumocócica), 038.2 (septicemia neumocócica) y 567,1 (peritonitis neumocócica). Se seleccionan los casos que presentan alguno de estos códigos en el diagnóstico principal o en el primer diagnóstico secundario. Se calculan tasas por cien mil habitantes, para el total de casos y específicas por edad; así como la tasa media anual para el período 1998-2000. Las poblaciones se han obtenido del Padrón Municipal de Habitantes del año 1996.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> El nº total de casos de enfermedad neumocócica en el período 1998-2000 ha sido 7.043, con una tasa media anual de 46,74 casos por cien mil habitantes. El 60,2% de los casos eran varones y el 10,9% falleció. Las neumonías son la forma clínica de presentación de la enfermedad más frecuente, con una tasa media anual de 45,52 para dicho período. Los casos de enfermedad neumocócica menores de 2 años han sido 257. La tasa media anual ha sido de 99,01 en este grupo de edad, con una tasa media para las neumonías neumocócicas de 87,08. El 55,6% de los casos eran varones y sólo se ha registrado un fallecimiento. Se observan grandes diferencias por hospitales, aportando dos hospitales el 47,7% de los casos. Se comprueba al revisar las historias clínicas que la mayoría de los casos incluidos en los hospitales con las incidencias más elevadas, no presentan confirmación microbiológica de la etiología neumocócica.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> La elevada incidencia de la enfermedad invasora por neumococo en nuestra Comunidad a expensas de los casos de neumonía, se basa en gran medida en diagnósticos no confirmados microbiológicamente. Las diferencias observadas por hospitales sugieren diferencias en los criterios de codificación que pueden afectar a la comparabilidad de los datos. Las limitaciones del CMBD para conocer la incidencia de esta enfermedad nos obliga a interpretar estos datos con cautela.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 260</p><p class="elsevierStylePara">PERFIL DE LA CASUÍSTICA HOSPITALARIA DE LA POBLACIÓN INMIGRANTE EN BARCELONA</p><p class="elsevierStylePara"> X. Castells, F. Cots, C. Ollé, R. Manzanera, J. Varela y O. Vall</p><p class="elsevierStylePara">Institut Municipal d'Assistència Sanitària (IMAS), Hospital del Mar. Barcelona.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes y objetivo<span class="elsevierStyleItalic">:</span></span> El incremento importante de población inmigrante en los últimos años en España puede tener un impacto en la utilización de servicios sanitarios. El presente estudio tiene como objetivo analizar el perfil de utilización de servicios hospitalarios de la población inmigrante.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Material y métodos:</span> Se han analizado las 15.057 altas del hospital del Mar de Barcelona en el año 2000, de las cuales se conoce el Conjunto Mínimo Básico de Datos y especialmente para este análisis se distingue la nacionalidad del paciente. Se ha creído necesario definir el concepto de inmigrante dada su relevancia para el presente análisis, como aquel que viene de países de renta baja. Se consideran países de renta alta: EE.UU., Canadá, Unión Europea, Suiza, Australia, Nueva Zelanda y Japón. El perfil de utilización se ha establecido sobre la base del ajuste por casuística mediante GRDs, se han calculado índices para ajustar severidad, complicaciones y comorbilidades, así como reingresos y otros factores que expliquen variabilidad en el consumo de recursos. En primer lugar se ha analizado el perfil de utilización por GRD global y se ha comparado el consumo de recursos mediante la Razón de Funcionamiento Estándar (RFE) que es la comparación de la estancia observada del colectivo inmigrante y la esperada de haberse comportado como el conjunto de altas de la población autóctona. En segundo lugar se ha analizado el consumo de recursos con relación al origen del paciente una vez ajustado por todas las variables que pueden explicar variabilidad por otras razones.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> El 9,1% de las altas son de personas con nacionalidad no española, un 7,7% cuando consideramos inmigrantes de países de renta baja. El 68% de las altas de inmigrantes ha sido de mujeres. Solamente el 11% de las altas de inmigrantes supera los 50 años mientras que en la población autóctona este porcentaje aumenta hasta el 75%. El perfil de utilización de la población inmigrante de baja renta es muy distinto del de la población autóctona puesto que priman mucho más las altas relacionadas con el embarazo parto y puerperio, así como las de neonatología y pediatría (65% en población inmigrante contra 20% en población autóctona). Las altas de inmigrantes tienen una Razón de Funcionamiento Estándar del 0,95 lo cual significa que ajustado por GRD, los pacientes inmigrantes consumen un 5% menos de estancias. Esta relación negativa se mantiene cuando ajustamos por otras variables explicativas de la duración de la estancia hospitalaria (severidad, comorbilidad, edad, ingreso urgente, defunción) mediante una regresión lineal.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusión:</span> Existen diferencias en el consumo de recursos hospitalarios entre la población inmigrante y autóctona pero dichas diferencias desaparecen cuando ajustamos por variables socio-demográficas y culturales. Las causas de la diferencia en consumo de recursos hospitalarios podemos atribuirlas a que la población inmigrante es básicamente más joven y tiene una tasa de fecundidad mucho mayor que la población autóctona. El dimensionamiento y estructura de la oferta hospitalaria se verá claramente afectado por el flujo migratorio, básicamente por lo que respecta a las especialidades de Pediatría, Ginecología y Obstetricia.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 261</p><p class="elsevierStylePara">LA ENCUESTA DE SALUD: UN INSTRUMENTO ÚTIL PARA LA GESTIÓN, PLANIFICACIÓN Y EVALUACIÓN DE LA ATENCIÓN PRIMARIA DE SALUD</p><p class="elsevierStylePara"> M.I. Pasarín, J.R. Villalbí, C. Borrell y M. Rodríguez</p><p class="elsevierStylePara">Institut Municipal de Salut Pública, Ajuntament de Barcelona.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes:</span> La atención primaria de salud (APS) tiene una serie de características tanto propias de su nivel de atención (primer contacto, longitudinalidad, integralidad, etc.) como otras comunes a otros niveles del sistema sanitario (calidad de la atención, etc.). El objetivo de este trabajo es presentar resultados de evaluación de las características de la APS que la encuesta de salud de Barcelona del año 2000 ha permitido evaluar.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> La población de estudio fue los residentes en la ciudad de Barcelona en el año 2000. Se obtuvo una muestra estratificada por distritos municipales (Encuesta de Salud de Barcelona 2000). En este estudio se seleccionó la población mayor de 15 años (4.069 hombres y 4.764 mujeres). El trabajo de campo se realizó durante un año y la recogida de datos se hizo mediante un cuestionario estandarizado administrado en el domicilio de los entrevistados por encuestadores específicamente adiestrados. Las variables para evaluar la accesibilidad de la APS fueron el tipo de cobertura sanitaria, la utilización de servicios sanitarios, el tiempo de espera en consulta y la opinión sobre la accesibilidad. Para evaluar longitudinalidad de la atención se tuvo en cuenta el tiempo que hace que se tiene el mismo médico de cabecera y, en el caso de que haya cambiado en los últimos 12 meses, el motivo del cambio. Para evaluar integralidad de la atención se midió la declaración de haber recibido actividades preventivas propias de la APS (consejo antitabáquico, toma de tensión arterial, vacunación antigripal y consejos de enfermería). Para evaluar la comunicación profesionales-paciente y la calidad de la atención se utilizaron ítems del cuestionario de satisfacción de B. Hulka. Para el análisis, la muestra se ponderó para tener en cuenta el diseño muestral. Se realizó un análisis descriptivo de cada una de las variables estratificando según el tiempo de implantación de la reforma de la APS (más de 6 años, entre 3 y 6 años, y menos de 3 años o no reformada). Se calcularon porcentajes estandarizados por edad para las variables categóricas y la media y desviación estándar (DE) de las preguntas de opinión.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Se resaltan algunos de los resultados obtenidos. El 91% de la población declaró tener un médico de cabecera como fuente de atención regular. El tiempo medio de espera en la última visita estuvo entre 23' y 31' según el tipo de centro. Alrededor del 25% de los usuarios esperó más de 30'. En los centros con más de 6 años de reforma, el 73% de la población declaró tener el mismo médico de cabecera en los últimos 3 años, siendo este porcentaje del 55% en los usuarios de centros reformados en el último año o todavía no reformados. Alrededor de un 10% de la población había cambiado de médico en el último año, habiendo un volumen importante de cambios por motivo administrativo (hasta el 50%). La declaración de haber recibido prácticas preventivas era mayor en los usuarios de centros con mayor tiempo de reforma (ej: un 73% de los > 40 años de centros con más de 6 años de reforma les habían tomado la tensión arterial en los últimos 2 años, frente al 63% de los usuarios de centros no reformados).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> La encuesta de salud poblacional puede ser una herramienta de ayuda para la planificación y evaluación de la APS.</p>" "pdfFichero" => "138v16nSupl.1a13036844pdf001.pdf" "tienePdf" => true "multimedia" => array:2 [ 0 => array:6 [ "identificador" => "tbl1" "tipo" => "MULTIMEDIATABLA" "mostrarFloat" => true "mostrarDisplay" => false "copyright" => "Elsevier España" "tabla" => array:1 [ "tablatextoimagen" => array:1 [ 0 => array:1 [ "tablaImagen" => array:1 [ 0 => array:4 [ "imagenFichero" => "138v16nSupl.1-13036844tab01.gif" "imagenAlto" => 134 "imagenAncho" => 666 "imagenTamanyo" => 10265 ] ] ] ] ] ] 1 => array:5 [ "identificador" => "tbl2" "tipo" => "MULTIMEDIATABLA" "mostrarFloat" => true "mostrarDisplay" => false "copyright" => "Elsevier España" ] ] ] "idiomaDefecto" => "es" "url" => "/02139111/00000016000000S1/v0_201302051454/13036844/v0_201302051456/es/main.assets" "Apartado" => array:4 [ "identificador" => "800" "tipo" => "SECCION" "es" => array:2 [ "titulo" => "Comunicaciones cartel" "idiomaDefecto" => true ] "idiomaDefecto" => "es" ] "PDF" => "https://static.elsevier.es/multimedia/02139111/00000016000000S1/v0_201302051454/13036844/v0_201302051456/es/138v16nSupl.1a13036844pdf001.pdf?idApp=WGSE&text.app=https://gacetasanitaria.org/" "EPUB" => "https://multimedia.elsevier.es/PublicationsMultimediaV1/item/epub/13036844?idApp=WGSE" ]
Información del artículo
ISSN: 02139111Idioma original: Español
Datos actualizados diariamente
| año/Mes | Html | Total | |
|---|---|---|---|
| 2024 Noviembre | 3 | 1 | 4 |
| 2024 Octubre | 49 | 33 | 82 |
| 2024 Septiembre | 43 | 21 | 64 |
| 2024 Agosto | 57 | 24 | 81 |
| 2024 Julio | 32 | 19 | 51 |
| 2024 Junio | 32 | 14 | 46 |
| 2024 Mayo | 32 | 15 | 47 |
| 2024 Abril | 34 | 16 | 50 |
| 2024 Marzo | 31 | 23 | 54 |
| 2024 Febrero | 39 | 37 | 76 |
| 2024 Enero | 34 | 17 | 51 |
| 2023 Diciembre | 23 | 12 | 35 |
| 2023 Noviembre | 25 | 17 | 42 |
| 2023 Octubre | 23 | 12 | 35 |
| 2023 Septiembre | 33 | 25 | 58 |
| 2023 Agosto | 23 | 13 | 36 |
| 2023 Julio | 36 | 23 | 59 |
| 2023 Junio | 33 | 15 | 48 |
| 2023 Mayo | 18 | 9 | 27 |
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