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TÍtulo: Terapia Familiar Breve: Ahorro en el gasto sanitario de la patología somatomorfa. Autores


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TÍTULO: Terapia Familiar Breve: Ahorro en el gasto sanitario de la patología somatomorfa.

AUTORES:
Marta Real Pérez

Médico Especialista en Medicina Familiar

Centro de Salud “Puerto Chico” - Santander.
José Luis Rodríguez-Arias Palomo

Dr. en Psicología

Hospital “Virxe da Xunqueira” - Cee (A Coruña).
Jesús Cagigas Viadero

Médico Especialista en Medicina Familiar

Centro de Salud “Cazoña” - Santander.
Mª del Mar Aparicio Sanz

Psicóloga

Unidad Infanto-Juvenil - Santander
Miguel Angel Real Pérez

Médico Especialista en Medicina Familiar



Centro de Salud “Pozuelo 1” - Madrid


Agradecimientos:
Trabajo subvencionado por el Fondo de Investigación Sanitaria -Ministerio de Sanidad y Consumo- Expediente 93/5096
Quedamos muy agradecidos a Beatriz Jiménez Hernando por su solícita labor en la confección de los gráficos.


INTRODUCCIÓN:
Las quejas somatomorfas representan el cuarto problema más común en la Medicina Familiar; por delante de enfermedades como la cardiopatía isquémica y la diabetes mellitus(1). Ocupan hasta un 20% de la demanda de los Centros de Atención Primaria(2), y una proporción menor pero continuada de la demanda de los Centros de Especialidades y de los Hospitales Generales(3). Cuando persisten más de seis meses se engloban bajo la denominación de Trastornos Somatomorfos(4) y alcanzan la prevalencia de un 1% de la población general(5). Durante su evolución es habitual la realización de numerosas pruebas complementarias e interconsultas entre diversos especialistas, unas veces con el fin de descartar patología orgánica y otras como consecuencia de las insistentes demandas de nuevas exploraciones. Los pacientes se convierten así en consumidores tanto de recursos sanitarios como de sucesivas medicaciones y tratamientos alternativos que, por desgracia, no siempre resulta eficaces, con lo que se reiteran gastos de atención sanitaria y farmacia ate los mismos síntomas no resueltos o la aparición de síntomas nuevos.
No se han encontrado estudios que cuantifiquen el gasto que genera este consumo variado de recursos sanitarios en España, pero –aunque los sistemas sanitarios son diferentes- en EEUU la patología somatomorfa representa un gasto sanitario entre 6 y 14 veces superior al gasto per cápita(1,6). Se carece también de datos que cuantifiquen para estos casos la yatrogenia de las pruebas complementarias y de los sucesivos tratamiento farmacológicos, aunque está claramente descrita(1). Las consecuencias sociales y, sobre todo, las consecuencias familiares y personales, son difíciles de detallar y prácticamente imposibles de medir(7).
Para evitar estas consecuencias parece no sólo necesario sino urgente, evaluar la utilidad de los procedimientos terapéuticos empleados para los Trastornos Somatomorfos, con el fin de conocer su eficacia, seguridad y coste. Evaluada la eficacia de la Terapia Familiar Breve -TFB- en un contexto de Atención Primaria(8), se ha pretendido valorar su eficacia, es decir, su trascendencia económica, estudiando si puede suponer una alternativa de tratamiento que disminuya el gasto sanitario de la patología somatomorfa.


PACIENTES Y MÉTODOS.
En el seno de un Ensayo Clínico Aleatorio que evaluó la eficacia de la TFB para Trastornos Somatomorfos en consultas programadas de Atención Primaria frente a otros tipos de atención médica(8), se recogieron de las historias clínicas de los 18 pacientes del “Grupo Tratamiento” y de los 16 pacientes del “Grupo Control”, las siguientes variables de gasto sanitario: 1) Número de consultas la Equipo de Atención Primaria -EAP-, se contabilizaron únicamente las consultas referidas al Trastorno Somatomorfo; 2) Número de interconsultas con especialistas; 3) Número de visitas a urgencias hospitalarias; 4) Número total de pruebas complementarias; 5) Días de incapacidad laboral transitoria -ILT-; 6) Medicación consumida: se categorizó en “No medicación” –para aquellos pacientes que no hubieran tomado ningún fármaco- y “Sí medicación” –para aquellos que tomaron alguno-, entre estos últimos, el consumo se calificó como “Alto”, cuando habían tomado cuatro o más fármacos diferentes o algún fármaco durante más de 10 semanas y como “Bajo”, cuando habían consumido menos de cuatro fármacos diferentes o algún fármaco diez semanas o menos. Estas seis variables se contabilizaron en dos periodos: los seis meses anteriores al comienzo del Ensayo Clínico –“Antes”- y los seis meses posteriores –“Después”-, durante los cuales el “Grupo Tratamiento” se sometió a TFB y el “Grupo Control” quedó bajo el tratamiento de su médico de cabecera.
La evaluación del gasto sanitario se realizó comparando los valores de las variables de gasto sanitario obtenido en los dos grupos para los periodos “Antes” y “Después”, y comparando asimismo, los cambios que supusieron los valores obtenidos en el periodo “Después” con respecto al periodo “Antes”. El “Grupo Tratamiento” se subdividió en dos apartados al finalizar la terapia(1): A) “Grupo Éxito”, pacientes con resultado terapéutico favorable (61,1,%); “Grupo Fracaso”, pacientes con los que no se obtuvo éxito terapéutico (38,9%). Las comparaciones de evaluación del gasto sanitario se realizaron también entre ambos subgrupos, y entre ellos y el “Grupo Control”. Las variables continuas se analizaron mediante ANOVA y se compararon mediante la prueba de significación t-test de diferencia de medias. El consumo de medicación fue evaluado mediante Chi-cuadrado. La informatización de todos los datos anteriores se realizó en un ordenador Macintosh, utilizando el programa Stat View para el análisis.
RESULTADOS:
Las variables de gasto sanitario en el periodo “Antes” –seis meses antes de comenzar el Ensayo Clínico- no detectaron diferencias estadísticamente significativas entre los grupos. Los resultados fueron:

  1. Nº de consultas al EAP: “Grupo Tratamiento”, M = 4,11; DT = 2,47. “Grupo Control”: M = 3,65; DT = 2,47.

  2. Nº de interconsultas: “Grupo Tratamiento”, M = 1,33; DT = 2,80. “Grupo Control”: M = 0,12; DT = 0,34.

  3. Nº de urgencias: “Grupo Tratamiento”, M = 0,44; DT = 0,92. “Grupo Control”: M = 0,18; DT = 0,40.

  4. Nº de pruebas complementarias: “Grupo Tratamiento”, M = 0,94; DT = 1,34. “Grupo Control”: M = 0,56; DT = 0,89.

  5. Días de ILT: “Grupo Tratamiento”, 3 personas (27,27%) se encontraban en situación de ILT al comenzar, 2 por un periodo superior a seis meses y uno con periodos previos de baja laboral de duración variable; la media de días de ILT en este grupo fue de 46,09 días (DT = 79,68). “Grupo Control”, ningún paciente se encontraba en ILT al comienzo del estudio, ni había tenido previamente periodos de baja laboral superiores a seis meses; la media de días de baja laboral fue de 3,42 días (DT = 8,22).

  6. Consumo de medicación, “Grupo Tratamiento”, NO habían tomado medicación el 33,3% de los pacientes y SÍ la habían tomado el 66,7% -con consumo “Alto” el 50% y consumo “Bajo” el 16,7%-. “Grupo Control”, NO habían tomado medicación el12,5% de los pacientes y SÍ la habían tomado el 87,5% -con consumo “Alto” el 56,2% y consumo “Bajo” el 31,2%-. Las diferencias iniciales en el consumo de medicación de cada grupo no resultaron estadísticamente significativas.

Con respecto a las variables de gasto sanitario en el periodo “Después”, es decir, en los seis meses posteriores al comienzo del Ensayo Clínico, se encontró:




  1. Nº de consultas al EAP: “Grupo Tratamiento”, M = 1,55; DT = 2,47. “Grupo Control”: M = 2,68; DT = 2,30. La diferencia no fue estadísticamente significativa. Dividiendo el grupo de tratamiento con respecto al resultado terapéutico, los resultados fueron: “Grupo Éxito”, M = 1,18. DT = 2,04. “Grupo Fracaso” M = 2,14. DT = 2,42. El análisis de variaba entre los tres grupos revela como estadísticamente significativa la diferencia entre el “Grupo Éxito” y el “Grupo Control” (p<.004).

  2. Nº de interconsultas: “Grupo Tratamiento”, M = 0,38; DT = 0,97. “Grupo Control”: M = 0,18; DT = 0,40. La diferencia no fue significativa.

  3. Nº de urgencias: “Grupo Tratamiento”, M = 0,22; DT = 0,73. “Grupo Control”: M = 0,75; DT = 0,30. La diferencia no fue significativa.

  4. Nº de pruebas complementarias: “Grupo Tratamiento”, M = 0,33; DT = 0,97. “Grupo Control”: M = 0,50; DT = 0,89. La diferencia no fue significativa.

  5. Días de ILT: “Grupo Tratamiento”, 64,9 (DT = 80). “Grupo Control”, ningún pacientes estuvo en situación de ILT después de ser incluido en el estudio. La diferencia fue estadísticamente significativa (p<.049). Dividiendo el grupo de tratamiento según el resultado terapéutico, los resultado fueron: “Grupo Éxito” M = 43,75 días (DT = 64,24). “Grupo Fracaso”, M = 121,33 días (DT = 105,08). No hubo significación estadística.

  6. Consumo de medicación, “Grupo Tratamiento”, NO tomó medicación el 50% de los pacientes y SÍ la tomó el otro 50% -con consumo “Alto” el 22,2% y consumo “Bajo” el 27,7%-. “Grupo Control”, NO tomó medicación el 6,25% de los pacientes y SÍ la tomó el 93,75% -con consumo “Alto” el 50% y consumo “Bajo” el 43,75%-. La diferencia entre consumidores y no consumidores de ambos grupos (ver Figura 1) fue estadísticamente significativa (p<.0052).


Figura 1. Consumo de medicación durante los seis meses anteriores al comienzo del estudio –“Antes”- y durante los seis meses posteriores –“Después”- en los Grupos de Tratamiento TFB y Control.


Con respecto a los cambios en el Gasto Sanitario de cada grupo entre los periodos “Antes” y “Después” del comienzo del Ensayo Clínico, se obtuvieron los siguientes resultados:

  1. Nº de consultas al EAP: “Grupo Tratamiento”, la media de consultas descendió en 2,55 puntos. “Grupo Control”, la media de consultas descendió en 0,87. Dividiendo el “Grupo Tratamiento” según el resultado terapéutico, los resultados fueron: “Grupo Éxito”, la media descendió en 3,18 consultas. “Grupo Fracaso”, la media descendió en 1,57 consultas. El análisis de varianza entres estos datos (ver figura 2) resultó estadísticamente significativo (p<.016).

  2. Nº de interconsultas: “Grupo Tratamiento”, el número medio descendió en 0.94; “Grupo Control”, aumentó el 0,06. La diferencia no fue estadísticamente significativa.

  3. Nº de urgencias: “Grupo Tratamiento”, la media de consultas descendió en 0,22. “Grupo Control”: aumentó en 0,56. La diferencia no fue significativa.

  4. Nº de pruebas complementarias: “Grupo Tratamiento”, el número medio descendió en 0,61. “Grupo Control”, el descenso fue de 0,06. La diferencia no resultó estadísticamente significativa.

  5. Días de ILT: “Grupo Tratamiento”, la medía de días de ILT aumentó en 18,81 días. “Grupo Control”, disminuyó en 3,42 días. La diferencia entre ambas fue estadísticamente significativa (p<.02)

  6. Consumo de medicación, “Grupo Tratamiento”, todos los pacientes que NO consumían medicación continuaron sin hacerlo, salvo un paciente que consumió un medicamento entre la derivación y el principio del tratamiento; de los pacientes con consumo “Alto”, 3 descendieron su consumo a bajo (16,6%) y 2 dejaron de consumir medicación (11,1%); de los que tenían consumo “Bajo”, ninguno pasó a consumo “Alto” y 2 dejaron de consumir medicación (11,1%). “Grupo Control”, todos los pacientes que consumían medicación continuaron haciéndolo; todos los pacientes con consumo “Bajo” mantuvieron el mismo consumo y 1 que NO consumía medicación pasó a consumo “Bajo” (6,2%); de los pacientes con consumo “Alto”, 1 descendió a consumo “Bajo” (6,2%). Las diferencias fueron estadísticamente significativas.



Figura 2. Número de consultas al Equipo de Atención Primaria durante los seis meses anteriores al comienzo del estudio –“Antes” y durante los seis meses posteriores –“Después”-.



DISCUSIÓN:
El mayor gasto ocasionado por la patología somatomorfa se produce al comenzar el trastorno, hasta que es diagnosticado como tal; posteriormente el gasto disminuye(9), pero se mantiene un nivel de gastos a expensas de nuevos síntomas o de los mismo no resueltos. Este es el caso de la muestra estudiada. Los dos grupos –Tratamiento con TFB y Control- en los que se dividió, ocasionaban un gasto sanitario similar antes de comenzar este estudio. La situación al proporcionarse el tratamiento con TFB a uno de ellos, cambió de la siguiente manera:


  1. Los pacientes con los que se realizó TFB con resultado exitoso ocasionaron un menor número de consultas al médico de cabecera que el grupo de control (p<.004); esto supuso una disminución significativa de las demandas realizadas al médico de cabecera (p<.016). Este resultado era de esperar, ya que a los pacientes del grupo de tratamiento TFB se les atendió en consultas programadas específicas, generalmente las demandas de éstos a su médico de cabecera se redujeron a aspectos del síntoma que no entraban en las competencias de la médico que proporcionó el tratamiento TFB(8), como consultas sobre medicación. Este dato confirma que dedicar un tiempo específico programado a este tipo de pacientes permite organizar su tratamiento y disminuye el tiempo que es preciso dedicarles durante la consulta a demanda(1).

  2. El consumo de medicación fue significativamente menor en el “Grupo Tratamiento” que en el “Grupo Control” durante los seis meses posteriores a iniciarse el estudio (p<.0052). Resulta clínicamente relevante la disminución en el consumo de medicación del “Grupo Tratamiento” con respecto a su nivel inicial de medicación y con respecto al aumento del consumo producido en el “Grupo Control” (ver figura 2). Este es el dato que nos parece más sobresaliente en cuanto a la disminución del gasto sanitario que puede suponer aplicar el tratamiento TFB. Además, los tratamientos farmacológicos empleados para quejas somatomorfas tienen una eficacia muy dudosa y, por tanto, suelen representar gastos superfluos, sin que los efectos que se persiguen con ellos puedan compensar su potencial -yatrogéno(10). Es respecto de esta variable dono un análisis coste/eficacia(11) podría apoyar de forma más contundente la conveniencia de dedicar recursos a la formación del personal de Atención Primaria en tratamientos alternativos a los fármacos, al menos para este tipo de trastornos.

  3. En cuanto al número de días de Incapacidad Laboral Transitoria, apareció una diferencia estadísticamente significativa a favor del “Grupo Tratamiento”, sin embargo, la situación inicial de los dos grupos –tres pacientes del “Grupo Tratamiento” de baja laboral frente a ninguno del “Grupo Control”- invalida las comparaciones.

El resto de las variables con las que fue evaluado el gasto sanitario no alcanzaron diferencias estadísticamente significativas debido, posiblemente, a la escasez de la muestra, ya que el número de interconsultas y el de visitas a urgencias descendió en el “Grupo Tratamiento” para aumentar en el “Grupo Control” y el número de pruebas complementarias descendió más en el “Grupo Tratamiento” que en el “Grupo Control”.


Otras series tratadas previamente mediante TFB recogen sólo un 13% de recaídas de los pacientes que inicialmente fueron considerados éxito terapéutico(12). Si esto es así en un seguimiento a más largo plazo de nuestros pacientes sucederá que la mitad del grupo tratado con TFB no volverá a ocasionar demanda por somatización, por lo que al cálculo coste/eficacia de la intervención TFB frente a otras intervenciones posibles en Atención Primaria habrá que añadir el ahorro en los gastos que previsiblemente hubieran ocasionado los síntomas de aquellos pacientes que ya han resuelto su trastorno; gastos que, por tanto, no se producirán.
No ha sido posible realizar una estimación numérica que indique cuál ha sido exactamente el gasto por paciente, ya que no se han encontrado datos específicos sobre los costes de cada intervención. De todas formas, lo esencial no era evaluar la cuantía total de los gastos, sino las diferencias entre los gastos de un grupo con respecto al otro1; los resultados representan, por lo tanto, sólo una aproximación relativa del gasto de cada grupo durante un mismo periodo de tiempo. Debido a que sólo contábamos con seis meses para captar sujetos y con otros seis meses para que todos los tratamientos estuvieran concluidos y el estudio finalizado, ha sido necesario limitarnos a hacer comparaciones antes-después de la inclusión de cada sujeto en el estudio, lo que casi equivale a decir que son comparaciones entre gastos antes del tratamiento y gastos durante el tratamiento. Sería de desear poder prolongar el estudio de manera que pudiéramos medir periodos antes-después del tratamiento, como suele recomendarse(14). De haber dispuesto de más tiempo, hubiera sido posible también ampliar el tamaño de la muestra para alcanzar resultados más concluyentes en aquellas variables en las que sólo ha sido posible detectar significación clínica. Todas las estimaciones cuentan con la limitación de que los datos están recogidos de las historias clínicas, necesariamente incompletas, y cuyas anotaciones pueden haber variado cualitativa o cuantitativamente en los seis meses siguientes al inicio del estudios por el hecho de participar en él2. Esperamos que nuevas investigaciones soslayen estas dificultades y limitaciones para ampliar la base en la que apoyar nuestras conclusiones.

CONCLUSIONES:
El tratamiento de los Trastornos Somatomorfos mediante Terapia Familiar Breve dedicando para ello un tiempo específico de la consulta programada, resulta más barato que otros tratamientos administrados en las consultas de Atención Primaria, ya que: 1) al ser más breve y eficaz que otros tratamientos, acorta la duración del trastorno(8); 2) reduce significativamente el gasto sanitario en concepto de medicación; y 3) posibilita prescindir de pruebas complementarias e interconsultas innecesarias.
El coste de esta intervención –formación en Terapia Familiar Breve del médico de cabecera y tiempos de consulta programada(8)- puede ser inferior al coste total de la atención sanitaria dedicada al tratamiento de los Trastornos Somatomorfos.
Por tanto, el Modelo de Terapia Familiar Breve puede resultar una alternativa eficiente para tratar los Trastornos Somatomorfos desde la Atención Primaria de Salud.

BIBLIOGRAFÍA:


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  14. Argimón J, Jiménez J. Métodos de Investigación aplicados a la Atención Primaria de la Salud. Barcelona: Doyma, 1991.



1 Las categorías en las que se ha agrupado el consumo de medicación tienen la única finalidad de poder comparar las variables en la medicación de ambos grupos, y carecen de valor descriptivo.

2 Durante los seis meses anteriores no se sabía que los datos de la historia clínica iban a ser estudiados y en los seis meses posteriores se sabía que formaban parte de un Ensayo Clínico, cuya evaluación se iba a realizar precisamente mediante sus registros. Cabe pensar que de haberse omitido datos es más fácil que esto haya ocurrido en los meses anteriores, que en los posteriores al inicio del estudio.


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