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Vol. 48. Núm. 4.
Páginas 215-276 (Abril 2016)
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Vol. 48. Núm. 4.
Páginas 215-276 (Abril 2016)
ORIGINAL
DOI: 10.1016/j.aprim.2015.05.006
Open Access
Estudio coste efectividad del proceso diagnóstico de la trombosis venosa profunda desde la atención primaria
Cost-effectiveness of the deep vein thrombosis diagnosis process in primary care
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Eva Fuentes Campsa,b,
Autor para correspondencia
emfuentes.bcn.ics@gencat.cat

Autor para correspondencia.
, José Luis del Val Garcíac, Sergi Bellmunt Montoyad,e, Sara Hmimina Hmiminad,e, Efren Gómez Jabalerad,e, Miguel Ángel Muñoz Pérezb,c
a Centro Atención Primaria A.B.S. 6B Vila de Gracia, Institut Català de la Salut, Barcelona, España
b Universitat Autònoma de Barcelona, Bellaterra, Barcelona, España
c Unidad de Soporte a la Investigación del Ámbito Atención Primaria de Barcelona, Institut Català de la Salut-IDIAP-Jordi Gol, Barcelona, España
d Servicio de Angiología, Cirugía Vascular y Endovascular. Hospital de la Santa Creu i Sant Pau, Barcelona, España
e Institut de Investigació Biomèdica (IIB Sant Pau), Barcelona, España
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Tablas (3)
Tabla 1. Descripción de la muestra
Tabla 2. Validez diagnóstica de las escalas de probabilidad Clínica (Oudega, Wells)
Tabla 3. Descripción de costes por ramas
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Resumen
Objetivo

Analizar el coste-efectividad de la aplicación de algoritmos diagnósticos en pacientes con sospecha de un primer episodio de trombosis venosa profunda (TVP) en la atención primaria, en comparación con la derivación sistemática a centros especializados.

Diseño

Estudio observacional, transversal y analítico.

Emplazamiento

Pacientes seleccionados en urgencias hospitalarias derivados desde la atención primaria para completar estudio y diagnóstico.

Participantes

Se reclutó a 138 candidatos con clínica compatible con un primer episodio de TVP; 22 fueron excluidos (sin informe de derivación, clínica de más de 30 días, anticoagulados y TVP previa), incluyéndose finalmente a 116 pacientes, un 61% mujeres, de 71 años edad media.

Mediciones principales

Variables de las escalas de probabilidad clínica de Wells y Oudega, dímero-D (portátil y hospitalario), ecografía-Doppler y costes directos generados por los 3 circuitos analizados: derivación sistemática de todos los pacientes, derivación según escala de Oudega o de Wells.

Resultados

En el 18,9% se confirmó el diagnóstico de TVP. Las 2 escalas de probabilidad clínica presentaron una sensibilidad del 100% (IC del 95%: 85,1-100) y una especificidad alrededor del 40%. Con la aplicación de las escalas, se hubiesen podido evitar con total seguridad un tercio de las derivaciones a urgencias hospitalarias (p < 0,001) y se hubieran podido disminuir los costes del proceso diagnóstico en 8.620 € según Oudega y 9.741 € según Wells, por cada 100 pacientes atendidos.

Conclusiones

La aplicación de algoritmos diagnósticos en las sospechas de TVP permitiría al médico de atención primaria una orientación más resolutiva y coste-efectiva del proceso diagnóstico.

Palabras clave:
Trombosis venosa profunda
Diagnóstico
Análisis coste efectividad
Atención primaria
Abstract
Objective

To analyse the cost effectiveness of the application of diagnostic algorithms in patients with a first episode of suspected deep vein thrombosis (DVT) in Primary Care compared with systematic referral to specialised centres.

Design

Observational, cross-sectional, analytical study.

Location

Patients from hospital emergency rooms referred from Primary Care to complete clinical evaluation and diagnosis.

Participants

A total of 138 patients with symptoms of a first episode of DVT were recruited; 22 were excluded (no Primary Care report, symptoms for more than 30 days, anticoagulant treatment, and previous DVT). Of the 116 patients finally included, 61% women and the mean age was 71 years.

Main measurements

Variables from the Wells and Oudega clinical probability scales, D-dimer (portable and hospital), Doppler ultrasound, and direct costs generated by the three algorithms analysed: all patients were referred systematically, referral according to Wells and Oudega scale.

Results

DVT was confirmed in 18.9%. The two clinical probability scales showed a sensitivity of 100% (95% CI: 85.1 to 100) and a specificity of about 40%. With the application of the scales, one third of all referrals to hospital emergency rooms could have been avoided (P<.001). The diagnostic cost could have been reduced by € 8,620 according to Oudega and € 9,741 according to Wells, per 100 patients visited.

Conclusion

The application of diagnostic algorithms when a DVT is suspected could lead to better diagnostic management by physicians, and a more cost effective process.

Keywords:
Deep vein thrombosis
Diagnosis
Cost effectiveness analysis
Primary care
Texto completo
Introducción

El diagnóstico de la trombosis venosa profunda (TVP) es un proceso complejo debido a la inespecificidad de sus signos y síntomas, lo que conlleva a múltiples diagnósticos diferenciales1,2. Aproximadamente, un 80-90% de los pacientes con clínica compatible con TVP, derivados desde la atención primaria, no presentan este diagnóstico3. Por tanto, el clínico debería seguir una estrategia diagnóstica para confirmar o descartar la patología4. Los algoritmos actuales incluyen las escalas de probabilidad clínica, el dímero-D, la ecografía Doppler y, en casos muy seleccionados, la angiotomografía computarizada, la angiorresonancia magnética o incluso la flebografía5,6. La puntuación obtenida en las escalas de probabilidad clínica estratifica al paciente en diferentes categorías dependiendo de la probabilidad pretest de presentar TVP, es decir, clasifica a los pacientes en diferentes niveles de probabilidad de presentar la enfermedad antes de aplicarles cualquier prueba diagnóstica7.

Actualmente, la escala de probabilidad clínica que más se utiliza en la práctica diaria es la de Wells, descrita en 19958, validada y simplificada posteriormente9. Esta escala estratifica a los pacientes con sospecha de TVP en 3 grupos con diferentes probabilidades pretest: alta (85% de probabilidad de presentar TVP), moderada (probabilidad del 33%) y baja (probabilidad del 5%)8-10.

Para completar el algoritmo diagnóstico11,12, en los grupos de moderada y baja probabilidad se realiza un dímero-D de alta sensibilidad y si este es negativo13 se descarta el diagnóstico. En los casos de alta probabilidad pretest, el dímero-D no aporta información de interés y está indicada la realización directa de una ecografía Doppler14. Esta combinación de pruebas, a modo resumido, permite al clínico confirmar o descartar el diagnóstico de TVP.

Hemos de tener en cuenta que el algoritmo de Wells fue diseñado en un ámbito hospitalario8,10 y que, posteriormente, Oudega observó que dichas probabilidades pretest no correspondían con las observadas en los pacientes de atención primaria15. En el año 2006, dicho grupo validó su propia escala de probabilidad clínica incluyendo entre sus variables el dímero-D16. Actualmente, la mayoría de los diagnósticos de sospecha de TVP tienen lugar en la atención primaria, que es el ámbito donde menos recursos existen para gestionar los procesos diagnósticos, lo que conlleva múltiples derivaciones innecesarias y puede provocar que el circuito asistencial no sea coste-efectivo15,17.

El objetivo de este estudio es realizar un análisis de coste-efectividad de los diferentes algoritmos diagnósticos en los pacientes con sospecha de un primer episodio de trombosis venosa profunda en la atención primaria de salud de nuestro entorno sanitario, incluyendo el actual proceso de derivación de cualquier sospecha diagnóstica.

Material y métodos

Estudio observacional, transversal y analítico en el que se estudió a todos los pacientes derivados desde 16 centros de atención primaria de Barcelona al servicio de urgencias del hospital de referencia por sospecha de un primer episodio de TVP entre enero del 2012 y junio del 2013.

Se incluyó consecutivamente a todos los pacientes mayores de 18 años, con clínica compatible con un primer episodio de TVP, visitados en el servicio de urgencias de este hospital que presentaban un informe de derivación de cualquiera de las áreas básicas de salud que tienen a este centro como hospital de referencia.

Se excluyó a aquellos pacientes de quienes no se tuviese informe de derivación de atención primaria, que no aceptasen participar o que no perteneciesen a la zona de referencia. También se excluyó a los pacientes en los que la sintomatología fuera superior a 30 días, hubiese sospecha de tromboembolismo pulmonar (TEP) concomitante, estuviesen previamente anticoagulados, presentasen antecedentes de TEP o TVP previas, no pudiesen realizar visita de seguimiento, presentasen cualquier patología física o psíquica concomitante incapacitante o terminal o tuviesen dificultades para la comprensión del protocolo del estudio.

El protocolo fue aprobado por el Comité de Ética del Instituto de Investigación en Atención Primaria IDIAP Jordi Gol y el del hospital de referencia.

Para responder al objetivo del estudio se precisó un tamaño muestral de 113 individuos. El cálculo se ha realizado para un descriptivo poblacional en el supuesto de máxima incertidumbre, con una confianza del 95% y una precisión del 10% (cálculo realizado con el software GRANMO 7.12).

Los datos necesarios se recogieron mediante entrevista clínica, exploración física, determinación de laboratorio y ecografía Doppler de la extremidad inferior afectada y se completaron consultando la historia clínica de atención primaria. Se recogieron las variables que se incluyen en las 2 escalas de probabilidad clínica que se analizan en este estudio (Wells y Oudega): presencia de cáncer activo, parálisis, paresias o inmovilización reciente de extremidades inferiores, encamamiento o cirugía mayor, hipersensibilidad localizada en venas profundas, edema en toda la extremidad y/o presencia de fóvea, perímetro de la pantorrilla, presencia de venas superficiales colaterales, diagnóstico alternativo probable, uso de anticonceptivos orales y antecedentes traumáticos.

A todos los participantes se les realizó una determinación de dímero-D, obtenida mediante el instrumento portátil dímero-D Cobash 232 (Roche Diagnostics) que corresponde a un test inmunológico cuantitativo rápido que se realiza con 0,5 cc de sangre venosa. Posteriormente, a todos los pacientes se les realizó una ecografía Doppler de la extremidad afectada, utilizada como prueba de referencia para diagnosticar o descartar la patología.

En los pacientes en los que se confirmó la TVP, se inició el tratamiento con heparina de bajo peso molecular a dosis terapéuticas y se les derivó al servicio de hematología para su seguimiento. Todos los pacientes fueron visitados a los 7-10 días para recoger nuevas variables de exploración física y se les repitió de nuevo la ecografía Doppler.

Análisis estadístico

En relación con el análisis descriptivo, las variables categóricas se presentan en forma de porcentajes totales o estratificados por categorías y las variables cuantitativas con las correspondientes medidas de tendencia central y dispersión.

Para el análisis bivariante de las variables cuantitativas se realizó el test de ANOVA o, cuando procedía, las pruebas no paramétricas correspondientes. Para la comparación de variables categóricas se utilizaron tablas de contingencia, utilizando siempre que fue posible el test exacto de Fisher, o el test de la chi al cuadrado.

Para valorar la validez de las escalas se calcularon la sensibilidad, la especificidad, el valor predictivo positivo y negativo, los falsos positivos y los falsos negativos y para evaluar la concordancia entre test diagnósticos se utilizó el índice kappa.

En todos los contrastes de hipótesis realizados para valorar la asociación entre variables se consideró como estadísticamente significativo un nivel alfa de 0,05 (p < 0,05). El tratamiento estadístico de los datos se realizó con el paquete estadístico SPSS® versión 18 para Windows®.

Análisis de costes

A cada uno de los pacientes incluidos en el estudio, se le asignaron unos costes hipotéticos en cada una de las tres posibles ramas de diagnóstico definidas18.

Coste por rama:

  • Rama actual: en esta rama se derivarían todas las sospechas de TVP a urgencias hospitalarias, que es el método utilizado actualmente en nuestro medio. Se calculan los costes de la visita de urgencias en atención primaria y posteriormente, a nivel hospitalario, se contabiliza la visita de urgencias del especialista, la determinación del dímero-D del laboratorio de referencia y la ecografía Doppler.

  • Rama Oudega16: solo se derivarían aquellos con una puntuación ≥4 según la escala de Oudega. Los costes incluidos son los de la visita de urgencias en atención primaria y el dímero-D rápido de todos los pacientes y solamente en los que precisan derivación a hospital se contabiliza visita urgencias hospital y ecografía Doppler.

  • Wells et al.8: siguiendo el algoritmo de Wells et al.9, a los que obtuvieron puntuación baja (–2, –1, 0) o moderada1,2 se les contabilizó la visita de urgencias de atención primaria y el dímero-D rápido, y solo se derivarían los que presentaran un resultado de dímero-D positivo en los que se añadió los costes de la visita de urgencias de hospital y la ecografía Doppler. En los pacientes que obtuvieron una puntuación de probabilidad alta (≥ 3) se contabilizó la visita de atención primaria, la visita de urgencias y la ecografía Doppler ya que no se precisa de realización de dímero-D y todos los pacientes han de ser derivados.

En todos los costes de dímero-D de atención primaria se tienen en cuenta el precio del reactivo y el de la técnica de enfermería, y se ha imputado el coste del aparato a nuestra muestra (1.822 €/116 pacientes: 15,71 € por determinación).

Para llevar a cabo el análisis de costes, se tomaron los precios de referencia publicados en el DOGC, n.° 6326, de 1 de marzo del 2013 (Resolució SLT/353/2013 sobre la revisión de precios públicos correspondientes a los servicios sanitarios que presta el Institut Català de la Salut) y los correspondientes al hospital de referencia.

Resultados

Entre enero del 2012 y junio del 2013 se valoró a 138 pacientes cuyo diagrama de flujo se describe en el Esquema general del estudio. En la tabla 1 se muestra un resumen de las características de la población estudiada. La edad media ± desviación estándar de los pacientes fue de 71 ± 13,2 años y un 61% fueron mujeres.

Tabla 1.

Descripción de la muestra

    Trombosis venosa profunda confirmada  Total (N = 116)
    No (N = 94)Sí (N = 22)     
Variable
Sexo  Mujeres  60  63,8%  11  50,0%  0,231  71  61,2% 
Edad  Media ± DE  94  71 ± 13,7  22  71 ± 11,1  0,949  116  71 ± 13,2 
IMC, media ± DE94  29,1 ± 5,9  22  28,7 ± 4,2  0,785  116  29,0 ± 5,6 
Tabaquismo10  10,6%  18,2%  0,625  14  12,1% 
Antecedentes familiares de trombofilia o TVP1,06%  9,1%  0,092  2,6% 
Neoplasia activa3,2%  13,6%  0,081  5,2% 
Cirugía mayor, hospitalización o encamamiento en el último mes2,1%  0,0%  1,8% 
Parálisis, paresias o inmovilización de extremidades2,1%  13,6%  0,046  4,3% 
Diagnóstico alternativo probable69  73,4%  13,6%  0,0001  72  62,1% 
Edema en toda la extremidad13  13,8%  40,9%  0,009  22  19,0% 
Aumento de perímetro pantorrilla ≥ 3 cm14  14,9%  27,3%  0,204  20  17,2% 
Edema con fóvea24  25,5%  10  45,5%  0,065  34  29,3% 
Circulación colateral6,4%  13,6%  0,48  7,76% 
Signo de Homans12  12,8%  13,6%  15  12,9% 
Anticonceptivos orales0%  0%  0% 
Antecedente de traumatismo8,5%  4,6%  7,8% 
Dímero D alterado53  56,4%  21  95,5%  0,0004  74  63,8% 

IMC: índice de masa corporal; signo de Homans: hipersensibilidad en la distribución de las venas profundas con la dorsiflexión del pie; TVP: trombosis venosa profunda.

La validez diagnóstica de ambas escalas (tabla 2) en esta población presenta una elevada sensibilidad y valor predictivo negativo. En la figura 1 se muestra la curva ROC de estas escalas.

Tabla 2.

Validez diagnóstica de las escalas de probabilidad Clínica (Oudega, Wells)

  OudegaWells
  Valor  IC del 95%Valor  IC del 95%
Sensibilidad  100,0%  85,1%  100,0%  100,0%  85,1%  100,0% 
Especificidad  40,4%  31,1%  50,5%  43,6%  34,0%  53,7% 
Valor predictivo positivo  28,2%  19,4%  39,0%  29,3%  20,2%  40,4% 
Valor predictivo negativo  100,0%  90,8%  100,0%  100,0%  91,4%  100,0% 
Proporción de falsos positivos  59,6%  49,5%  68,9%  56,4%  46,3%  66,0% 
Proporción de falsos negativos  0,0%  0,0%  14,9%  0,0%  0,0%  14,9% 
Exactitud  51,7%  42,7%  60,6%  54,3%  45,3%  63,1% 
CPP o LR(+)  1,68  1,42  1,98  1,77  1,48  2,12 
Probabilidad preprueba (prevalencia)  18,9%
Figura 1.

Curva ROC de las escalas Oudega y Wells.

(0,11MB).

Actualmente, se deriva el 100% de los pacientes, mientras que con la utilización de la escala de Wells existe un menor número de pacientes derivados que con la Oudega (el 64,7 y el 67,2%, respectivamente). Por lo que se refiere a estas derivaciones, el índice kappa entre las escalas de Oudega y Wells es de 0,904 (p < 0,001).

En cuanto al análisis de los costes (tabla 3), se observa claramente que el proceso diagnóstico que conlleva un mayor gasto en nuestra muestra es el que se realiza actualmente en nuestro sistema (44.915,20 €), que implica la derivación de todos los pacientes con sospecha de TVP al servicio de urgencias hospitalarias para confirmar o descartar el diagnóstico con más pruebas complementarias. Las 2 ramas que incluyen la utilización de las escalas de probabilidad clínica tienen un coste total inferior, menor en el caso de la escala de Wells. Esta tabla también muestra el análisis de costes por conceptos, donde se muestra que la parte del proceso que encarece el producto final es la derivación y atención en el servicio de urgencias, en cualquiera de las 3 ramas.

Tabla 3.

Descripción de costes por ramas

Rama actualOudegaWells
Media  DE  Coste total  Media  DE  Coste total  Media  DE  Coste total 
Dímero-D  20,00 €  0,00 €  2.320,00 €  34,44 €  0,00 €  3.994,68 €  31,17 €  10,13 €  3.615,87 € 
Urgencias hospital  307,20 €  0,00 €  35.635,20 €  206,57 €  144,80 €  23.961,60 €  198,62 €  147,49 €  23.040,00 € 
Visita AP  60,00 €  0,00 €  6.960,00€  60,00  0,00  6.960,00 €  60,00  0,00  6.960,00 € 
Total por rama  387,00 €  0,00 €  44.915,20€  241,01 €  144,8 €  34.916,28 €  231,69 €  145,39 €  33.615,87 € 

p < 0,001 respecto de la rama actual. Entre Wells y Oudega, p = 0,854.

Discusión

Este estudio muestra que utilizando en la atención primaria cualquiera de las 2 escalas de probabilidad clínica y la determinación del dímero-D se pueden orientar de una manera más coste-efectiva todas las sospechas de TVP atendidas en este medio.

La proporción de pacientes con diagnóstico positivo en nuestra muestra (18,9%) fue similar a la de estudios realizados en otros países. En un estudio prospectivo realizado en Suecia, se observó un 23,5% de pacientes con diagnóstico positivo19 y en una revisión sistemática publicada en el 2011 se observó que la patología oscilaba entre un 15 y un 39% de la población estudiada dependiendo los subgrupos de edad20.

En cuanto a las derivaciones a urgencias hospitalarias, en nuestro estudio, se observa que la única rama que difiere en cuanto a coste-efectividad respecto a las otras 2 es la que se aplica en la actualidad, derivar a todos los pacientes con sospecha de TVP a urgencias del hospital. En nuestra muestra, la utilización de cualquiera de las 2 escalas junto con el dímero-D disminuiría significativamente el número de derivaciones. Las 2 escalas de probabilidad clínica estudiadas presentan una sensibilidad y especificidad similar y no difieren en su validez diagnóstica, por tanto, cualquiera de las 2 es útil para orientar la patología en la atención primaria. Existen estudios que hablan de una disminución de casi un 50% de las derivaciones utilizando estos algoritmos y en el nuestro se situarían entre un 33 y un 35%21. De hecho, la mayoría de estos procesos se atienden inicialmente en la atención primaria y, por tanto, es este nivel el que se debería dotar con pruebas complementarias13,22. Ello ayudaría a disminuir el número de derivaciones y hacer más coste-efectivo el proceso, evitando también iniciar tratamientos anticoagulantes innecesarios con los riesgos que ello puede provocar23.

En concreto, en nuestra muestra, la utilización de cualquiera de las 2 escalas podría llegar a suponer una disminución de costes de entre 9.998,92 € y 11.299,33 €, lo que supondría un ahorro de 8.619,75 € y 9.740,80 € por 100 pacientes o 86,19 € y 97,40 € por paciente (Oudega y Wells, respectivamente), fundamentalmente debido a la disminución de derivaciones al hospital.

Los costes atribuidos a la amortización de la máquina de dímero-D, se podrían haber calculado de diferente manera que como la que se describe en el apartado de material y métodos. Se calculó el número de pacientes necesario para que la máquina obtuviese rentabilidad en la atención primaria comparándola con la realización del dímero-D en el hospital y se obtuvieron 1.435 pacientes. Asimismo, se podrían haber imputado, a nuestra muestra, los costes del transporte sanitario urgente al hospital de aquellos pacientes que lo hubiesen precisado por su comorbilidad asociada.

La mayoría de autores describen y utilizan en la práctica diaria la escala de Wells24-26. Únicamente Oudega demostró que en la atención primaria es más efectiva la utilización de esta última escala por la diferencia de prevalencia en este nivel asistencial27. En nuestro estudio, centrado en la atención primaria, no se ha podido demostrar esta mayor efectividad. De hecho, se observa una discreta superioridad de la escala de Wells en cuanto al coste-efectividad, debida a una mayor especificidad. Sin embargo, para que esta escala se utilizase de forma sistemática y resultase eficiente, sería necesario intensificar la formación sobre esta patología, sus escalas de probabilidad clínica y los posibles diagnósticos diferenciales a los profesionales de la atención primaria para que puedan realizar fácilmente este algoritmo diagnóstico complejo28.

Creemos que el aspecto más positivo de nuestro estudio es que está centrado en el diagnóstico en la atención primaria, el lugar donde más frecuentemente se generan las sospechas diagnósticas y donde existen menos recursos para su orientación. Al estar realizado en nuestro entorno, y con los costes actuales, le confiere una gran validez externa.

Sin embargo, una de las limitaciones de este estudio podría ser la de que algún paciente, a pesar de haber sido derivado desde la atención primaria, decidiese voluntariamente no acudir al hospital o fuese atendido en otro centro hospitalario diferente del hospital de referencia. Ello podría haber provocado una potencial pérdida de información que podría limitar la validez externa del estudio. No obstante, consideramos que este hecho es anecdótico debido a la elevada accesibilidad de las urgencias hospitalarias de referencia. Otra de las limitaciones del estudio podría ser la del reducido tamaño muestral, que podría derivar en un error beta mayor. Por último, el hecho de que no existe una definición exacta o consenso de lo que se entiende por sospecha de TVP podría corresponder también a una limitación.

Con los resultados observados en nuestro estudio, consideramos imprescindible para la atención primaria la introducción del dímero-D, la formación y el conocimiento por parte de los médicos de familia de cualquiera de las 2 escalas de probabilidad clínica para gestionar las sospechas de TVP en este nivel y poder tener un procedimiento más coste-efectivo en nuestro medio.

Lo conocido sobre el tema

  • El diagnóstico de la trombosis venosa profunda (TVP) es complejo por la inespecificidad de la clínica con la que se presenta la patología.

  • Existen muchos diagnósticos diferenciales y, por tanto, por sus posibles complicaciones, ante la sospecha de cualquier TVP el paciente tiene que ser derivado a un servicio de urgencias hospitalarias para confirmar o descartar la patología.

  • Para el algoritmo diagnóstico de la TVP disponemos de la utilización de escalas de probabilidad clínica, del dímero-D y la ecografía Doppler como prueba de referencia.

Qué aporta el estudio

  • La manera de proceder actual desde la atención primaria frente a una sospecha de TVP, derivar todos los pacientes a urgencias de hospital, no es coste-efectiva.

  • Existen 2 posibles algoritmos diagnósticos que incluyen la utilización en la atención primaria de la escala de probabilidad clínica de Wells u Oudega que reducirían el número de derivaciones sin falsos negativos.

  • Para la utilización de estas escalas se debería introducir el uso del dímero-D en la atención primaria y la formación correspondiente de todo el algoritmo diagnóstico para los médicos de familia que afrontan este complejo proceso.

Financiación

Este trabajo ha recibido 2 becas XB de investigación de la Gerencia del Ámbito de Atención Primaria de Barcelona Ciudad del Institut Català de la Salut (XB 2011 y XB 2012) y ha estado financiado por Laboratorios Sanofi para la realización de las pruebas complementarias.

Conflicto de intereses

Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.

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Los resultados preliminares del trabajo han sido presentados en el Congreso de la Sociedad Española de Medicina Familiar y Comunitaria (SEMFYC) en Gran Canaria, 12-14 de junio del 2014.

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