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CARTAS AL DIRECTOR

vía oral con antiinflamatorios, siendo in-cluso la de primera elección en algunas pa-tologías (ganglión, dedo en resorte, tendi-nitis anserina, fascitis plantar o neuroma deMorton), y es perfectamente realizable enla consulta de atención primaria.

A.A. Varela González, M. SánchezDíaz y R. Miranda Cortina

Especialistas en Medicina Familiar yComunitaria. Centro de Salud San

Gregorio. Telde (Gran Canaria). España.

1. Arribas JM, Caballero F. Manual de ciru-gía menor y otros procedimientos en laconsulta del médico de familia. Madrid:Jarpyo, 1999.

2. Reumatos 90. Estudio sociosanitario so-bre las enfermedades reumáticas en Es-paña. Madrid: Pfizer, 1992.

3. Battle-Gualda E. Enfermedades reumá-ticas en atención primaria. Ponencia pre-sentada en el XVII Congreso de la Socie-dad Española de Medicina Familiar yComunitaria. Valencia, 1997.

4. Roman Burillo E, Fernández Yebra E,Castellanos Redondo S, Imaz RubalcabaM, Ruiz Sánchez A, Burón Martínez P.Satisfacción de los pacientes tratados coninfiltraciones locales en un EAP. AtenPrimaria 1996;(Supl 1):367.

5. Váquez García VM, Pérez Laorden A,Detraux Viguera M, Barea Peinados F,Arquilaga Thirau R, Méndez Calvo MJ.Evaluación de las infiltraciones comotécnica terapéutica habitual en un centrode salud. Aten Primaria 1998;9:87-9.

6. Nelson KH, William Briner JR, Cum-mins J. Corticosteroid injection therapyfor overuse injuries. Am Fam Physician1995;52:1811-6.

Diferencias en laprobabilidad de unacesárea asociadas con ladependencia del hospital,el volumen de casos y elriesgo obstétrico

Introducción. En España se ha observadoun incremento en la proporción anual de

cesáreas y la existencia de grandes variacio-nes entre regiones, entre hospitales públi-cos y privados, y entre los propios hospita-les públicos1,2.Objetivo. Investigar el efecto de las varia-bles riesgo obstétrico, dependencia delhospital y volumen asistencial en la proba-bilidad de realizar una cesárea.Sujetos y métodos. La fuente de informa-ción fue el Conjunto Mínimo Básico deDatos y el Catálogo Nacional de Hospita-les de 1998. Se incluyeron hospitales conmás de 150 partos registrados. Los hospita-les se dividieron en tres grupos en funcióndel volumen de partos (< 600, 601-1.000 y> 1.000) y en dos según su dependencia(públicos y privados). El riesgo obstétrico sedeterminó a partir de un método3, queagrupa las causas de cesárea en 5 motivos.Se realizó un análisis mediante regresiónlogística, estableciendo como variable de-pendiente si el parto fue vaginal o por cesá-rea, y se incluyeron la edad, las variables deriesgo mencionadas y las dos variables rela-cionadas con los hospitales.Resultados. La base de datos estaba com-puesta por 257.987 registros de 188 hospi-tales, 159 públicos y 29 privados. La tasaglobal de cesáreas fue del 18,2%. La pro-porción de cesáreas era superior en los hos-pitales privados (23,6%) que en los centrospúblicos (17,7%). El riesgo de cesáreas dis-minuía al aumentar el número de partos:del 20,9% en los que atendían 600 o menosa un 17,9% en los que atendían más de1.000. El análisis de regresión logística (ta-bla 1) permite señalar la relevancia de losfactores de riesgo obstétricos, que la edades un importante factor de riesgo y quetanto la dependencia como el volumenasistencial son también factores de riesgoindependientes.Discusión y conclusiones. Este trabajoamplía los resultados de trabajos previosrealizados en España sobre el riesgo de ce-sárea, ya que analiza la información de da-tos individuales de casi el 80% de los naci-mientos que tuvieron lugar en 1998 ennuestro país. Estos resultados refuerzan lahipótesis de que los factores ajenos a la si-tuación clínica de las embarazadas influyendecisivamente en la práctica obstétrica. Pa-rece razonable pensar que la denominada«pandemia de cesáreas médicamente nonecesarias» está afectando a España. Algu-

nos de los factores que podrían contribuir alas diferencias en las cesáreas son los falsospositivos de la monitorización electrónicafetal4, la definición de falta de progresióndel parto5, la cesárea previa en mujeres debajo riesgo y el efecto cascada de la aneste-sia epidural6. Los hallazgos de este trabajoson consistentes con estudios que han ob-servado una mayor probabilidad de cesáreacuando los médicos cobran por acto quecuando cobran un salario fijo, así como enlas mujeres con seguros privados7-9. Tam-bién se ha puesto de manifiesto una mayorfrecuencia de cesáreas en hospitales con unmenor volumen de casos10.Este trabajo no permite determinar la pro-porción de mujeres que recibió atenciónobstétrica apropiada o cuál es la tasa apro-piada de cesáreas, pero sí permite estimarque una importante proporción de las in-tervenciones obstétricas pueden no ser ne-cesarias y que los diferentes médicos y losdiferentes hospitales también tienen for-mas distintas de manejar el parto. Tanto losmédicos como los hospitales o las propiasmadres tienen complejos y diversos incen-

Palabras clave: Cesárea. Utilización.Hospitales públicos. Hospitales priva-dos.

TABLA 1. Odds ratio (OR) ajustadas de laprobabilidad de cesárea e intervalos deconfianza (IC) del 95% según los grupos deedad, los factores de riesgo, la dependenciadel hospital y el número de partos atendidosal año

OR IC del 95%

Edad

15-22 1,00

23-30 1,115 1,058-1,18

31-38 1,215 1,153-1,28

39-45 1,878 1,743-2,02

Factores de riesgo

Podálica 43,99 41,51-46,61

Distocia 17,65 17,13-18,19

Sufrimiento fetal 9,90 9,55-10,26

Cesárea previa 19,31 18,40-20,26

Otros 3,21 3,10-3,32

Partos/año

> 1.000 1,00

601-1.000 1,21 1,16-1,25

≤ 600 1,27 1,21-1,33

Hospital

Público 1,00

Privados 1,38 1,32-1,44

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tivos que podrían estimular la utilizaciónde este procedimiento. Entender este he-cho es fundamental para plantear las estra-tegias de gestión de la variabilidad en lapráctica médica orientadas a garantizar quela necesidad sea el determinante funda-mental de la utilización.

A. Sarría-Santameraa

y E.T. López-Madurgab

aAgencia de Evaluación de TecnologíasSanitarias. Instituto de Salud Carlos III.

Madrid. España. bEscuela de Salud Pública.San Diego State University. San Diego.

Estados Unidos.

Este trabajo ha sido financiado con la ayudade investigación del Fondo de InvestigacionesSanitarias (98/0314)

1. Sarria SA, Sendra Gutiérrez JM. Evolu-ción de las tasas de cesáreas en España:1984-1988. Gac Sanit 1994;8:209-14.

2. Librero J, Peiro S, Calderon SM. Inter-hospital variations in caesarean sections.A risk adjusted comparison in the Valen-cia public hospitals. J Epidemiol Com-munity Health 2000;54:631-6.

3. Henry OA, Gregory KD, Hobel CJ,Platt LD. Using ICD-9 codes to identifyindications for primary and repeat cesa-rean sections: agreement with clinical re-cords. Am J Public Health1995;85:1143-6.

4. Nelson KB, Dambrosia JM, Ting TY,Grether JK. Uncertain value of electronicfetal monitoring in predicting cerebralpalsy. N Engl J Med 1996;334:613-8.

5. Gifford DS, Morton SC, Fiske M, Kee-sey J, Keeler E, Kahn KL. Lack of pro-gress in labor as a reason for cesarean.Obstet Gynecol 2000;95:589-95.

6. Morton SC, Williams MS, Keeler EB,Gambone JC, Kahn KL. Effect of epiduralanalgesia for labor on the cesarean deliveryrate. Obstet Gynecol 1994;83:1045-52.

7. Roberts CL,Tracy S, Peat B. Rates for obs-tetric intervention among private and pu-blic patients in Australia: population baseddescriptive study. BMJ 2000;321:137-41.

8. Gregory KD, Ramicone E, Chan L,Kahn KL. Cesarean deliveries for medi-caid patients: a comparison in public andprivate hospitals in Los Angeles county.Am J Obstet Gynecol 1999;180:1177-84.

9. Bertollini R, DiLallo D, Spadea T, Pe-rucci C. Cesarean section rates in Italy byhospital payment mode: an analysis ba-sed on birth certificates. Am J PublicHealth 1992;82:257-61.

10.Stafford RS. The impact of nonclinicalfactors on repeat cesarean section. JAMA1991;265:59-63.

Evolución del consumo de opioides en un área deMadrid desde 1997 a 2001Introducción. En España, partiendo de unautilización mínima, el consumo de opioi-des ha experimentado un constante incre-mento desde 19851. La supresión en 1995de trámites administrativos para la dispen-sación de estos fármacos tuvo un papel im-portante en las causas de este incremento2.Sin embargo, nuestro consumo sigue pordebajo del de los países del norte de Euro-pa2,3.Nuestros objetivos han sido describir laevolución del consumo extrahospitalariode opioides en un área sanitaria de Madridentre 1997 y 2001, así como valorar el im-pacto de la introducción de los fármacosmás recientemente comercializados.Material y métodos. Estudio observacio-nal retrospectivo de las dispensaciones rea-lizadas por los facultativos de atención pri-maria de un área sanitaria de Madrid conrecetas del Insalud en las que se ha prescri-to algún medicamento del grupo analgési-cos narcóticos (N02A) y analgésicos nonarcóticos (N02B).Como fuente de datos se utilizó el sistemainformático de Gestión de Farmacia (SI-FAR). Para obtener el consumo en dosispor habitante y día (DHD) se utilizaron lasdosis diarias definidas (DDD) establecidasen el sistema de codificación de principiosactivos y dosis diarias definidas del Insalud,basado en el sistema de la OMS. La DHDse expresa en número de DDD por1.000.000 habitantes y día.Como población se ha utilizado la distri-bución de la tarjeta sanitaria individual(TSI), establecida para el área sanitaria porla Subdirección General de Atención Pri-maria del Insalud, para los contratos degestión de los años estudiados: 1997(544.833 TIS), 1998 (567.000 TIS), 1999(584.140 TIS), 2000 (596.910 TIS) y 2001(610.416 TIS).Los criterios de evaluación utilizados fue-ron los siguientes:

1. DHD de cada fármaco.2. Porcentaje de utilización sobre el total(% total) = DHD de cada fármaco/DHDdel total de opioides.3. Porcentaje de incremento en 2001 res-pecto a 1997 = DHD-2001 – DHD-1997/DHD-1997 × 100.

Los principios activos se han clasificado deacuerdo con su utilización clínica según laOMS en: a) opioides de segundo escalón, yb) opioides de tercer escalón.Resultados. En la tabla 1 se observa laevolución del consumo de opioides en elárea sanitaria entre 1997 y 2001. Se reflejatambién el incremento porcentual de cadafármaco en el período y la distribución por-centual del consumo de los distintos fár-macos de segundo y tercer escalón.El consumo de opioides se ha multiplicadopor 2,2 en el período estudiado. La varia-ción es mayor para los opioides de tercerescalón, cuyo consumo se ha multiplicadopor 6,1, que para los del segundo escalón,cuyo consumo se ha multiplicado por 1,6.La figura 1 representa la evolución delconsumo de los fármacos opioides másutilizados durante el período considerado.Se observa claramente que los incremen-tos de fentanilo y tramadol son los mássignificativos. Las diferencias en la distri-bución del consumo son muy sustancialesal principio y final del período. Cuatro fár-macos representan en el año 2001 el 95,7%del consumo: tramadol, codeína, fentanilotransdérmico y morfina. Estos fármacosrepresentaban un 82% del consumo en elaño 1997.Discusión. El consumo obtenido medianteel SIFAR es considerado una aproximaciónaceptable del consumo real a pesar de suslimitaciones (no incluye fórmulas magis-trales, consumo hospitalario ni privado, niimplica consumo de fármacos prescritos).El principal hallazgo de este estudio es elmantenimiento de la tendencia al incre-mento del consumo de opioides. Esta ten-dencia había sido puesta de manifiesto enanteriores trabajos2,3, pero se había relacio-nado con el bajo consumo previo y con laeliminación de trabas administrativas parala prescripción de opioides.En los últimos años ha habido cambiosdrásticos en los fármacos opioides utiliza-dos. Hasta 1997 la morfina era práctica-

Palabras clave: Opioides. Dosis dia-ria definida. Utilización de medica-mentos.

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