Hay evidencia de asociación entre mortalidad y volumen de actividad de determinados procesos asistenciales y procedimientos terapéuticos. La asociación entre volumen y resultados en la revascularización aortocoronaria está bien descrita para España1. En Estados Unidos se ha hallado una asociación entre mayor volumen de intervenciones coronarias percutáneas primarias (ICPp) y menor tasa de mortalidad en el infarto agudo de miocardio2. En Inglaterra y Gales se ha descrito un menor retraso de la ICPp en los hospitales de alto volumen, lo que se asocia a menores tasas de mortalidad3.

Para analizar la asociación entre volumen y mortalidad hospitalaria en la ICPp en los hospitales del Sistema Nacional de Salud, se ha realizado un estudio observacional retrospectivo de los eventos de hospitalización de los pacientes ingresados por infarto agudo de miocardio con elevación del segmento ST (IAMCEST) a partir del Conjunto Mínimo Básico de Datos. Se seleccionaron los eventos de un periodo de 3 años (2017-2019) con diagnóstico principal de IAMCEST. Se excluyeron aquellos con alta a domicilio con estancia ≤ 1 día, altas voluntarias o destino al alta desconocido, así como aquellos en los que no se registraron el tipo de alta, la edad del paciente, la fecha de alta o el diagnóstico principal. Se identificaron los eventos de IAMCEST en los que realizó ICPp cuando en el mismo episodio la ICP no se acompañaba de un procedimiento de fibrinolisis. Debido a las características del CMBD del SNS y el carácter anónimo de los datos analizados, no se requirió consentimiento informado ni la aprobación de ningún comité ético.

Los eventos de traslado entre hospitales se concatenaron en un único evento, que se asignó al hospital con mayor complejidad de acuerdo con la tipología RECALCAR4. Se excluyeron los eventos que tras la concatenación tuvieron otro hospital como destino al alta, por lo que se desconoce el resultado final; los eventos de IAMCEST atribuidos a los centros que carecían de laboratorio de hemodinámica y, para evitar un sesgo de selección, los correspondientes a los centros, por tener un porcentaje de traslados a otro hospital sin identificar como destino final al alta> 1,5 veces el intervalo intercuartílico.

Se calculó la mortalidad ajustada por riesgo (RAMER) mediante modelos de regresión logística multinivel con la metodología descrita previamante1. El número de procedimientos de ICPp realizados en cada hospital durante el periodo de estudio fue la variable de volumen. Para discriminar centros de alto y bajo volumen, se utilizaron 2 métodos: a) un algoritmo de agrupación k-medianas1, y b) una distribución en 4 grupos en función del número de ICPp realizadas en el periodo de estudio:<300; 300-599; 600-899 y ≥ 900. En ambos casos se eliminaron los hospitales con menos de 25 procedimientos de ICPp/año. Todos los contrastes estadísticos fueron bilaterales y las diferencias se consideraron estadísticamente significativas con p <0,05; se calcularon las odds ratio (OR) y sus intervalos de confianza del 95% (IC95%).

En el periodo de 2017 a 2019, se identificaron 61.142 eventos índice de IAMCEST en 89 centros con laboratorio de hemodinámica, con una tasa bruta de mortalidad (TBM) hospitalaria del 8,4%. Se trató con ICPp a 46.698 de estos pacientes (76,4%). Las características demográficas, las comorbilidades más relevantes y las TBM de estos se muestran en la tabla 1 en general y agrupados en función del número de ICPp por centro.

El ajuste para la mortalidad hospitalaria de los pacientes con IAMCEST tratados con ICPp fue muy bueno (AUROC=0,886). Se encontraron diferencias estadísticamente significativas, pero con escaso significado clínico, de la RAMER entre los hospitales de los grupos 3, 4 y 5 de RECALCAR4 (5,28±1,21, 5,56±1,74 y 5,43±0,97; p <0,001).

El algoritmo de agrupación discriminó como centros de alto volumen a los que realizaron más de 545 ICPp en el periodo de estudio (182 ICPp/año). La RAMER de los eventos de IAMCEST con ICPp atendidos en centros de «alto volumen» era ligeramente menor, aunque estadísticamente significativa, sin significación clínica, que los centros de «bajo volumen», y asimismo mostraron menor dispersión (5,4±1,5 frente a 5,5±1,8; p <0,001) (figura 1A). Por otro lado, la variable «alto volumen» no tenía significación estadística cuando se incluía en el modelo de ajuste de riesgo de mortalidad hospitalaria (OR=1,03; IC95%, 0,87-1,24; p=0,674). Cuando se contrastó la RAMER por tramos de volumen, los centros con más de 900 ICPp en el periodo (media, 300 ICPp/año; 7 centros, el 16% del total de eventos) mostraron una menor RAMER estadística y clínicamente significativa (4,43±0,65 frente a 5,65±1,62; p <0,001) (figura 1B).

Figura 1.

Asociación entre volumen y mortalidad hospitalaria ajustada por riesgo. A: RAMER y centros de «alto» y «bajo» volumen de ICPp. B: RAMER por tramos de volumen de ICPp. ICPp: intervención coronaria percutánea primaria; RAMER: razón ajustada de mortalidad (hospitalaria) estandarizada por riesgo.

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El Conjunto Mínimo Básico de Datos no proporciona información sobre si el paciente ha sido atendido en una unidad coronaria, de cuidados intensivos cardiológicos (UCIC) o de medicina intensiva. Habiéndose descrito la asociación entre la disponibilidad de UCIC y mejores resultados en el IAMCEST6, no disponer de esta información es una limitación de este estudio.

En conclusión, no se encuentra en los hospitales del Sistema Nacional de Salud una clara asociación entre el volumen de ICPp y la mortalidad por IAMCEST e ICPp, si bien los centros que realizan una media ≥ 300 ICPp/año muestran menor mortalidad. No se encontraron diferencias entre el resto de los grupos de hospitales por volumen de actividad.