Comunicaciones orales: Índices de gravedad y análisis de calidad en medicina intensiva
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Domínguez, P. Álvarez, P. Enríquez, J. Blanco, M. de Frutos, V. Sagredo, A. Domínguez, D. Carriedo, F. Taboada, A. García Labattut, F. Bobillo y M. Valledor</p><p class="elsevierStylePara">Medicina Intensiva. Hospital Río Hortega, Valladolid. Departamento de Estadísitica. Universidad de Valladolid, Valladolid. Medicina Intensiva. Hospital General Yagüe, Burgos. Medicina Intensiva. Hospital Universitario de Salamanca, Salamanca. Medicina Intensiva. Hospital Río Carrión, Palencia. Medicina Intensiva. Hospital de León, León. Medicina Intensiva. Hospital Central de Asturias, Oviedo. Medicina Intensiva. Hospital de Soria, Soria. Medicina Intensiva. Hospital Clínico Universitario, Valladolid. Medicina Intensiva. Hospital San Agustín, Avilés.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Introducción:</span> Los índices pronósticos se pueden utilizar para predecir la mortalidad hospitalaria así como para evaluar y comparar la calidad de la atención de distintas UCIs. Problemas como el "case-mix", el "lead-time bias" y otros pueden alterar la capacidad de estos sistemas para dicho fin, por lo cual, dichos sistemas deben ser validados previamente. Se han utilizado el Índice de Calidad (ICA) y el Índice de Utilización de Recursos (IUR) calculado a través de la estancia hospitalaria como parámetros de efectividad y eficiencia, respectivamente.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Evaluar la efectividad y la eficiencia a través del ICA y del IUR de 9 UCIs generales en España.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Método:</span> Estudio prospectivo multicéntrico en nueve UCIs médico-quirúrgicas. Entre noviembre de 1999 y marzo del 2000 se ingresaron consecutivamente 1784 pacientes. Se excluyeron pacientes menores de 16 años, con estancia menor de 24 horas, ingresados para implante de marcapasos y reingresados en la UCI dentro de la misma estancia hospitalaria. Se calculó la mortalidad hospitalaria predicha usando el modelo de regresión logística utilizado en los artículos originales. Se utilizó el estadístico chi-cuadrado de Hosmer-Lemeshow (H-L) para testar la exactitud de la calibración. Como indicador de efectividad se calculó el ICA (defunciones observadas dividido entre defunciones esperadas) y como indicador de eficiencia se calculó el IUR (Estancia Hospitalaria Ponderada observada dividido entre Estancia Hospitalaria Ponderada esperada). La Estancia Hospitalaria Ponderada se ajustó por diversas variables mediante un modelo de regresión lineal múltiple.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Resultados:</span> Se incluyeron en el estudio 1.210 pacientes. Su edad media fue de 61,86 años (de 16,50 años). Setecientos setenta y tres pacientes (63,8%) eran médicos, 324 (26,8%) eran quirúrgicos y 114 (9,4%) eran traumatológicos. La mediana de la estancia fue de 3,06 días. La mortalidad en la UCI fue de 190 pacientes (15,7%). La mortalidad hospitalaria fue de 262 pacientes (21,6%).</p><p class="elsevierStylePara"><img src="64v27n05-13047209tab01.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Conclusión:</span><span class="elsevierStyleItalic">1)</span> El ICA fue muy similar e inferior a 1 en 8 de los 9 hospitales. <span class="elsevierStyleItalic">2)</span> El IUR mostró una mayor variabilidad con 3 hospitales con un IUR mayor de 1. <span class="elsevierStyleItalic"> 3)</span> De entre las variables analizadas para explicar la Estancia Hospitalaria Ponderada la edad, la categoría médico y la puntuación APACHE III resultaron significativas.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">020 REPRODUCIBILIDAD DE LA RECOGIDA DE DATOS PARA EL APACHE II, APACHE III Y SAPS II EN 9 UCIS ESPAÑOLAS</p><p class="elsevierStylePara">L. Domínguez, P. Enríquez, J. Blanco, P. Álvarez, M. de Frutos, V. Sagredo, A. Domínguez, J. Collado, F. Taboada, A. García Labattut, F. Gandía y M. Valledor</p><p class="elsevierStylePara">Medicina Intensiva. Hospital Río Hortega, Valladolid. Departamento de Estadística. Universidad de Valladolid, Valladolid. Medicina Intensiva. Hospital General Yagüe, Burgos. Medicina Intensiva. Hospital Universitario de Salamanca, Salamanca. Medicina Intensiva. Hospital Río Carrión, Palencia. Medicina Intensiva. Hospital de León, León. Medicina Intensiva. Hospital Central de Asturias, Oviedo. Medicina Intensiva. Hospital de Soria, Soria. Medicina Intensiva. Hospital Clínico Universitario, Valladolid. Medicina Intensiva. Hospital San Agustín, Avilés.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Introducción:</span> La reproducibilidad de los índices pronósticos se cuenta entre los factores que pueden alterar la capacidad de predicción de los mismos, por lo que debe ser evaluada antes de su utilización en UCI.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Evaluar la reproducibilidad de los datos recogidos para el APACHE II, APACHE III y el SAPS II en 9 UCIs españolas.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Método:</span> Estudio prospectivo multicéntrico en nueve UCIs en España. Entre noviembre de 1999 y marzo del 2000 se ingresaron consecutivamente 1784 pacientes. Se excluyeron pacientes menores de 16 años, con estancia menor de 24 horas, ingresados para implante de marcapasos y reingresados en la UCI dentro de la misma estancia hospitalaria. Por muestreo aleatorio simple se seleccionaron por hospitales el 10% de los pacientes incluidos. Se evaluó en estos pacientes la concordancia entre los valores asignados por tres intensivistas independientes entrenados y los originados por los intensivistas de las unidades participantes en el estudio con respecto a las siguientes variables: puntuación APACHE II y puntuación SAPS II; riesgo de muerte predicha por el APACHE II, APACHE III y SAPS II; acuerdo en los diagnósticos. Se realizó un t-test para muestras apareadas y un coeficiente de correlación intraclase (CCI) para las variables numéricas, y se calculó la proporción de acuerdos en los diagnósticos. Se consideraron significativas las diferencias si la p era menor de 0,05.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Resultados:</span> Fueron estudiados 114 pacientes. El porcentaje de acuerdos para la puntuación diagnóstica del APACHE II y APACHE III fue del 50% en ambos casos.</p><p class="elsevierStylePara"><img src="64v27n05-13047209tab02.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Conclusión:</span><span class="elsevierStyleItalic">1)</span> La concordancia fue buena para todas las variables excepto para la puntuación SAPS II y riesgo de muerte calculado para el SAPS II, existiendo sin embargo buena correlación entre los intensivistas independientes y los intensivistas pertenecientes a los hospitales participantes en el estudio. <span class="elsevierStyleItalic">2)</span> La proporción de acuerdos en la asignación de diagnósticos fue baja tanto para el APACHE II como para el APACHE III.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">021 DISCREPANCIAS EN HALLAZGOS PRE Y POSTMORTEM EN PACIENTES DE LA UMI Y EL RESTO DE HOSPITAL</p><p class="elsevierStylePara">J. Cáceres Agra, J. Quintana Domínguez, L. González, A. Marcos, R. Camacho y F. Álamo</p><p class="elsevierStylePara">Medicina Intensiva. H. Dr. Negrín, Las Palmas. Anatomía Patológica. H. Dr. Negrín, Las Palmas. Unidad de Investigación. H. Dr. Negrín, Las Palmas.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Hallar discrepancias entre diagnósticos clínicos y hallazgos necrópsicos en pacientes fallecidos en la UMI (unidad de medicina intensiva) y otras áreas hospitalarias.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Método:</span> Análisis retrospectivo comparando las historias clínicas con los informes anatomopatológicos de 168 pacientes fallecidos en el hospital desde enero 1999 a octubre 2002 a los que se realiza autopsia clínica. Asignación de la clasificación de Goldman a las discrepancias encontradas para la causa fundamental de la muerte y enfermedad fundamental: Tipo I si conocido en vida hubiese cambiado el pronóstico o tratamiento y Tipo II si no lo hubiese hecho. Datos en Access y análisis estadístico con SPSS v 11,0.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Resultados:</span> Revisadas 76,3% de las necropsias. Se solicitaron desde la UMI 95 (56,5%), desde Urgencias 22 (13,1%), desde Medicina Interna 20 (11,9%) y desde otros Servicios 31 (18,5%). Hombres 114 (68%) y mujeres 54 (32%). Edad media 63 ± 16 años. Estancia hospitalaria media 11,3 ± 17,3 días. 132 (78,6%) son pacientes médicos y 36 (21,4%) quirúrgicos. Se encontraron discrepancias para la causa fundamental en 52 (31%) con 36 (21%) Goldman I y 14 (8%) Goldman II. En 26 (15,5%) casos la discrepancia se produjo por una causa infecciosa. En 15 (8,9%) por cobertura inadecuada de un foco conocido y 10 (6%) por infección no sospechada. Las discrepancias por infecciones no se asociaron a una mayor estancia, mayor número de pruebas diagnósticas, o estar ingresado en la UMI. En 77 (58,7%) casos se encontró al menos un hallazgo inesperado que podría haber contribuido a la causa fundamental. En las necropsias solicitadas desde la UMI se encontraron 22 (23,2%) discrepancias frente a 30 (41%) en el resto del hospital (p = 0,018). Para la enfermedad fundamental se encontraron 19 (11,3%) casos discrepantes.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Conclusiones:</span> La UMI es la principal fuente de necropsias en nuestro hospital, y a su vez el servicio con menos discrepancias diagnósticas. Se produce un elevado porcentaje de discrepancias diagnósticas para la causa fundamental de la muerte, siendo muy frecuente la etiología infecciosa. Confirmamos la necropsia como un valioso instrumento para el control de calidad.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">022 MORTALIDAD HOSPITALARIA SEGÚN ÍNDICES DE GRAVEDAD EN CUATRO UCIS DE CATALUÑA</p><p class="elsevierStylePara">S. Quintana Riera, J. Martínez Pérez, A. Bonet Sarís*, M. Valdés Puig**, J. Luna*** y J. Nava</p><p class="elsevierStylePara">UCI. Mútua de Terrassa, Terrassa. **Hospital de Terrassa, Terrassa. ***Verge de la Cinta, Tortosa.</p><p class="elsevierStylePara">Existe una gran variabilidad en el tipo de enfermo crítico que ingresa en las unidades de nuestro entorno, por ello los índices de gravedad son de utilidad para ajustar la mortalidad. El <span class="elsevierStyleBold"> objetivo</span> de este trabajo es describir patrones de mortalidad relacionada con diversos índices de gravedad de cuatro distintas unidades de Cataluña.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Material y Método:</span> Estas cuatro unidades utilizan el mismo programa de gestión de pacientes (GESPAC) y ello ha permitido unificar toda la información recogida desde el año 2000 hasta la actualidad. Se ha recogido información de 3409 pacientes, los que presentaron una estancia inferior a 24 horas no se han analizado por no disponer del SAPS2 ni del APACHE III. La 'Standard Mortality Ratio' (SMR) se obtiene de dividir la mortalidad observada por la esperada. Estadística: Ji al cuadrado.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Resultados:</span> La mortalidad hospitalaria observada global fue del 22,2% contra una esperada según el SAPS2 de 26,2% (p < 0,01, SMR 0,85) y según el APACHE III de 26,4% (p < 0,01, SMR 0,84).</p><p class="elsevierStylePara"><img src="64v27n05-13047209tab03.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara"><img src="64v27n05-13047209tab04.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Conclusiones:</span> La mortalidad observada es menor que la predicha en las cuatro unidades para los dos indicadores, parece ser que estos índices tienden a hipervalorar la probabilidad de morir a pesar de que el programa utiliza el APACHE III 'customizado' para España.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">023 ANÁLISIS COSTE-EFECTIVIDAD EN PROCESOS QUE REQUIEREN VENTILACIÓN MECÁNICA. ESTUDIO DEL GRD 475 Y 483</p><p class="elsevierStylePara">J. López-Messa, L. de San Luis, R. Pascual, J. Treceño, M. Prieto y M. Sisón</p><p class="elsevierStylePara">UCI. Río Carrión. Palencia.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Objetivos:</span> El estudio del funcionamiento de una UCI y la efectividad de la Ventilación Mecánica (VM) debe ir más allá del análisis de la mortalidad. Se pretende evaluar la eficiencia del tratamiento en procesos complejos predefinidos que precisan VM, mediante análisis coste-efectividad y medición de los Cuidados Potencialmente Ineficientes (CPI).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Métodos:</span> Estudio de cohorte en pacientes asignados a los GRD 475 (A) y 483 (B) en el periodo 1997-2001. Variables analizadas: Edad (a < 65; b65-75; c > 75), APACHE II (a0-15; b16-20; c21-26; d > 26), Sexo (H;M), Estancia, Estado Crónico de Salud ECS (I; II; III; IV), Grupo Patológico (a Card; b Med; c Quir; d Traum), Mortalidad Hospital, Costos Totales (e) y Años de Vida Ganados (avg). Análisis estadístico: Chi2 y t Student. Análisis de varianza en cada GRD, absoluto y en variables categóricas. Ratio coste-efectividad (RCE) en e/avg, en cada GRD y por variables categóricas. Porcentaje CPI (Costos superiores al percentil 90 y Exitus). Valores en media (IC 95%).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Resultados:</span> Se estudiaron 247 pacientes (A 142; B 105). Edad: A 65,7 (63,4; 68,1) B 64,9 (61,8; 67,9) (p = 0,234). Hombres: A 106; B 75 (p = 0,572). APACHE II: A 21,4 (20,1; 22,8) B 21,6 (19,9; 23,3) (p = 0,303). Estancia UCI: A 9,1 (7,9; 10,3) B 28,6 (24,9; 32,2) (p = 0,000). ECS III-IV: A: 57%. B: 57.2% (p = 0,156). Grupo Patológico%: A (4,2; 90; 2,1; 3,5), B (10,5; 61; 14,3; 14,3) (p = 0,000). Exitus: A 57,7%, B 58,1% (p = 0,956). Costo/paciente: A 9.634,7 (8.524,4; 10.744,9), B 28.678,8 (25.212,3; 32.145,3). RCE: A 1.155,8 e/avg, B 2.872,6 e/avg. RCE por Edad: A: a 716,6; b 1.564,7; c 2.702,9 (p = 0,04) / B: a 1.578,3; b 5.303,1; c 7.498,6 (p = 0,04). RCE por Gravedad: A a 781,7; b 937,1; c 1.287,3; d 3.671,9 (p = 0,04) / B a 1.559,3; b 4.201,2; c 3.470,8; d 5.278,4 (p = 0,04). RCE por Grupo Patológico: A a 909,7; b 6.435,3; c 553,7; d 1.185,0, (p = 0,006) / B a 1.515,4; b 27.017,1; c 1.083,9; d 4.091,4, (p = 0,001). RCE por ECS: A I 458,9; II 1.355,8; III 1.491,3; IV 1.395,1, (p = 0,008) / B I 1.331,0; II 2.644,0; III 6.414,5; IV 4.322,0, (p = 0,005). CPI: A 7,04%; B 5,4%.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Conclusiones:</span> Los grupos analizados poseen características similares salvo tipo patológico y estancia. Edad, ECS, Gravedad y Patología Médica condicionan costos y RCE más elevados. A pesar de mortalidad elevada en ambos grupos el porcentaje de CPI es bajo. El método utilizado ofrece información médica y económica de procesos concretos, facilitando comparación entre centros y unidades, y con otras opciones de cuidados.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">024 CARACTERÍSTICAS DE PACIENTES CRÍTICOS, SOMETIDOS A CUIDADOS POTENCIALMENTE INEFICIENTES</p><p class="elsevierStylePara">M. Prieto, J. López-Messa, L. de San Luis, R. Pascual y M. Sisón</p><p class="elsevierStylePara">UCI. Río Carrión. Palencia.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Determinar cuidados potencialmente ineficientes (CPI) en pacientes ingresados en UCI sometidos a ventilación mecánica (VM), definiendo sus características y determinando el porcentaje que suponen de los costes totales de una UCI.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Métodos:</span> Estudio de cohorte de pacientes ingresados en UCI y en VM durante los años 1993-2002. Variables analizadas: edad, sexo (H,M), tipo de ingreso (car, med, quir, trau), procedencia (urg, plta med, plta ciru, otro hosp.), APACHE II, Estado Crónico de Salud (ECS: I, II, III, IV), NEMS, estancias en UCI, días VM, estancias hospital, mortalidad predicha. De forma arbitraria se definió CPI a los pacientes con estancia en UCI superior al percentil 90 y exitus en el hospital. Porcentaje costes CPI en base a estancias. Grupos de estudio: <span class="elsevierStyleItalic">A:</span> pacientes con CPI; <span class="elsevierStyleItalic">B:</span> pacientes con estancia superior a percentil 90 y supervivientes. Análisis estadístico: χ<span class="elsevierStyleSup">2</span>, t de Student, Test de Mann Withney. Valores: media (IC 95%).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Resultados:</span> Nº de pacientes en VM 2.119 (estancias totales 19.330). Percentil 90 de estancia en UCI, 24 días; grupo A 124 (5,9%), grupo B 83 (3,9%). Edad: A 67,4 (65,1-69,8) B 57,4 ( 53,8-61) p = 0,000; Sexo: A H 71% M 29%; B H 70% M 30% p = 0,86; APACHEII: A 19,3 (16,7-21,8); B 14,5 (12,9-16,8) p = 0,006; Estancia en UCI: A 45,3 (40,2-50,34); B 40,4 (35,9-44,8) p = 0,15; Días VM: A 36,4 (33,0-39,7); B 28,4 (25.731,2) p = 0,000; Estancia hospital: A 54,5 (48-61) ; B 63,7 (56,8-70,5) p = 0,054; Mortalidad predicha: A 38,7% (34,3-43,2), B 26,5% (21,2-31,8) p = 0,006; Tipo de ingreso: A méd 53,2%, quir 11,3%, car 29%, trau 6,5%. B méd 31,3%, quir 16,9%, car 32,5%, trau 19,3% p = 0,003; Procedencia: A plta méd 41,1% plta ciru 21,8%, urg 33,1%, otro Hosp. 4%; B plta méd 22,9%, plta ciru 25,3%, urg 41%, otro Hosp. 10,8%; p = 0,04; ECS: A: I 7,3%, II 31,5%, III 46%, IV 30%. B: I 32,5%, II 27,7%, III 19,3%, IV 20,5% p = 0,000. Estancias totales grupo A 5.616. Costes grupo A 29,1% del total.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Conclusiones:</span> Los pacientes con CPI, a pesar de ser un porcentaje bajo, suponen una parte muy importante del coste total. Mayor edad y gravedad, peor ECS, patología médica y procedencia intrahospitalaria condicionan CPI. La medición de CPI puede ser un método apropiado para valorar el funcionamiento y ser de utilidad para comparación entre unidades.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">025 EVALUACIÓN DE CALIDAD ASISTENCIAL MEDIANTE USO DE INDICADORES EN EL ESTUDIO MULTICÉNTRICO NACIONAL DE NEUMONÍA COMUNITARIA GRAVE</p><p class="elsevierStylePara">M. Gilavert Cuevas, M. Bodí Saera, J. Blanquer Olivas, F. Bobillo de Lamo, R. Jordá Marcos, E. Díaz Santos, F. Barcenilla y J. Rello Condomines</p><p class="elsevierStylePara">Medicina Intensiva. H.U. Joan XXIII de Tarragona, Tarragona. Medicina Intensiva. H. Clínico, Valencia. Medicina Intensiva. H. Clínico de Valladolid, Valladolid. Medicina Intensiva. H. Son Dureta, Palma de Mallorca. Medicina Intensiva. H. Arnau de Vilanova, Lérida.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Objetivos:</span> Evaluar los principales indicadores de calidad asistencial de pacientes con NCG en el estudio multicéntrico nacional. Evaluar el grado de cumplimiento de guías clínicas.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Método:</span> Estudio multicéntrico, prospectivo y descriptivo. Se analizan 516 casos de NCG del estudio realizado durante un periodo de 15 meses (dic-00 a feb-02), en el que participan 34 UCIs españolas. Se evalúa la calidad de atención de los pacientes mediante uso de los principales indicadores identificados para NCG: la demora en la administración de la primera dosis de antibiótico, en la obtención de cultivos previa al inicio del tratamiento, en la determinación del estado de oxigenación, así como adaptación a las guías internacionales de tratamiento antibiótico en la NCG. Análisis estadístico: paquete SPSS/CIA.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Resultados:</span> La mediana de retraso en el inicio de tratamiento antibiótico fue de 6 horas. La demora en la obtención de hemocultivos fue de 8 horas, en la extracción de la primera gasometría de 3 horas y en el inicio de pulsioximetría continua 5 horas. La diferencia de mortalidad no fue estadísticamente significativa en el grupo de pacientes que recibió la primera dosis de antibiótico antes vs después de 6 horas, obtención de hemocultivos antes vs después de 8 horas, gasometría antes vs después de 3 horas y pulsioximetría continua antes vs después de 5 horas. El 57% de los pacientes recibieron tratamiento antibiótico empírico de acuerdo con las guías internacionales (ATS, IDSA). La no adaptación a las guías de la ATS conllevó una mortalidad añadida del 8% (IC 95% 0,1 a 15,9%), y del 7,8% (IC 95% 0,0 a 15,8%) los que no se adaptaron a las guías de la IDSA. Los grupos de pacientes eran comparables por índice de gravedad (Apache II).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Conclusiones:</span> Sería necesario hacer un seguimiento comparativo entre los diferentes hospitales para diseñar medidas de intervención con el fin de optimizar la monitorización y tratamiento del paciente crítico. El cumplimiento de las guías internacionales de tratamiento conlleva una menor mortalidad.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">026 CALIDAD DE VIDA AL INGRESO Y MORTALIDAD AL AÑO EN UNA UNIDAD DE CUIDADOS INTENSIVOS</p><p class="elsevierStylePara">M. de la Torre Prados, A. García Alcántara, J. Merino Vega, I. Fernández García, B. Rodríguez Rojas y B. Carnero Contreras</p><p class="elsevierStylePara">Medicina Intensiva. H. Virgen Victoria, Málaga.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Relacionar la calidad de vida al ingreso en una Unidad de Cuidados Intensivos (UCI) con la mortalidad al año.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Material y método:</span> De mayo del 2000 a julio del 2000 se realiza prospectivamente una encuesta de calidad de vida (estudio PAEEC) a 163 pacientes correlativos e ingresados y dados de alta en UCI, realizando seguimiento al año.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Resultados:</span></p><p class="elsevierStylePara"><img src="64v27n05-13047209tab05.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara"><img src="64v27n05-13047209tab06.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Conclusiones:</span> La mortalidad al año del ingreso en una UCI está relacionada con mayor edad, gravedad de enfermedad motivo de ingreso, presencia de riesgo social y deterioro en calidad de vida al ingreso, con no tolerancia al ejercicio físico junto a estado anímico depresivo.</p>" "pdfFichero" => "64v27n05a13047209pdf001.pdf" "tienePdf" => true "multimedia" => array:6 [ 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" => "64v27n05-13047209tab01.gif" "imagenAlto" => 164 "imagenAncho" => 580 "imagenTamanyo" => 10168 ] ] ] ] ] ] 1 => array:6 [ "identificador" => "tbl2" "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" => "64v27n05-13047209tab02.gif" "imagenAlto" => 119 "imagenAncho" => 578 "imagenTamanyo" => 9507 ] ] ] ] ] ] 2 => array:6 [ "identificador" => "tbl3" "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" => "64v27n05-13047209tab03.gif" "imagenAlto" => 112 "imagenAncho" => 576 "imagenTamanyo" => 5562 ] ] ] ] ] ] 3 => array:6 [ "identificador" => "tbl4" "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" => "64v27n05-13047209tab04.gif" "imagenAlto" => 132 "imagenAncho" => 577 "imagenTamanyo" => 7817 ] ] ] ] ] ] 4 => array:6 [ "identificador" => "tbl5" "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" => "64v27n05-13047209tab05.gif" "imagenAlto" => 128 "imagenAncho" => 578 "imagenTamanyo" => 5915 ] ] ] ] ] ] 5 => array:6 [ "identificador" => "tbl6" "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" => "64v27n05-13047209tab06.gif" "imagenAlto" => 230 "imagenAncho" => 574 "imagenTamanyo" => 13304 ] ] ] ] ] ] ] ] "idiomaDefecto" => "es" "url" => "/02105691/0000002700000005/v0_201212111638/13047209/v0_201212111639/es/main.assets" "Apartado" => array:4 [ "identificador" => "472" "tipo" => "SECCION" "es" => array:2 [ "titulo" => "XXXVIII Congreso de la SEMICYUC" "idiomaDefecto" => true ] "idiomaDefecto" => "es" ] "PDF" => "https://static.elsevier.es/multimedia/02105691/0000002700000005/v0_201212111638/13047209/v0_201212111639/es/64v27n05a13047209pdf001.pdf?idApp=WMIE&text.app=https://medintensiva.org/" "EPUB" => "https://multimedia.elsevier.es/PublicationsMultimediaV1/item/epub/13047209?idApp=WMIE" ]
Información del artículo
ISSN: 02105691Idioma original: Español
Datos actualizados diariamente
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| 2024 Noviembre | 5 | 16 | 21 |
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| 2024 Julio | 31 | 37 | 68 |
| 2024 Junio | 33 | 29 | 62 |
| 2024 Mayo | 39 | 29 | 68 |
| 2024 Abril | 41 | 35 | 76 |
| 2024 Marzo | 52 | 33 | 85 |
| 2024 Febrero | 65 | 50 | 115 |
| 2024 Enero | 72 | 32 | 104 |
| 2023 Diciembre | 37 | 40 | 77 |
| 2023 Noviembre | 53 | 20 | 73 |
| 2023 Octubre | 66 | 14 | 80 |
| 2023 Septiembre | 35 | 30 | 65 |
| 2023 Agosto | 34 | 15 | 49 |
| 2023 Julio | 14 | 19 | 33 |
| 2023 Junio | 17 | 7 | 24 |
| 2023 Mayo | 11 | 11 | 22 |
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