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Vol. 55. Núm. 3.
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Vol. 55. Núm. 3.
(marzo 2023)
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Impacto del confinamiento por COVID-19 en la prescripción de benzodiacepinas
Impact of COVID-19 lockdown on the prescription of benzodiazepines
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2092
Sara García Dieza,
Autor para correspondencia
sagadi91@gmail.com

Autor para correspondencia.
, Míriam De Nicolás Valdésa, Cristina Diéguez Varelab, Paula Fernández Martínezc, Patricio Suárez Gilc, Yolanda Navarro Rodríguezd
a Centro de Salud Contrueces, Principado de Asturias, Gijón, España
b Centro de Salud Natahoyo, Principado de Asturias, Gijón, España
c Plataforma de Bioestadística y Epidemiología del Instituto de Investigación Sanitaria del Principado de Asturias (ISPA), Principado de Asturias, Gijón, España
d Centro de Salud El Coto, Principado de Asturias, Gijón, España
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Resumen
Objetivo

Evaluar el efecto del confinamiento por COVID-19 sobre la prescripción de benzodiacepinas según edad, sexo y zona básica de salud.

Diseño

Estudio observacional longitudinal.

Emplazamiento

Atención primaria. Área V de Salud del Principado de Asturias.

Participantes

Mayores de 15 años a los que se prescribieron benzodiacepinas entre 2017 y 2020.

Mediciones principales

Diferencia de las medias de dosis diaria definida por 1.000 habitantes (DHD) mensual de benzodiacepinas entre el periodo definido como preconfinamiento y el confinamiento. Además, se ajusta la diferencia por edad, sexo y zona básica de salud, así como por la interacción entre ellas.

Resultados

La DHD media preconfinamiento fue 131,3 y 139,5 durante el confinamiento; en el análisis crudo, esta diferencia fue estadísticamente significativa (IC 95% 4,1 a 12,1). Se objetivó un aumento de DHD media en el grupo de 60-74 años (IC 95% 2,28 a 21,42) y en el de 90 años o más (IC 95% 21,31 a 40,63), así como en las mujeres (IC 95% 3,51 a 14,59). Finalmente, se observó una disminución de DHD media en las zonas básicas V11 (IC 95% -29 a -0,66) y V14 (IC 95% -54,28 a -25,04).

Conclusiones

Determinados subgrupos muestran un cambio en la tendencia de dispensación de benzodiacepinas sin poder atribuirse completamente al confinamiento. Creemos que pueda existir una inercia terapéutica en la prescripción de psicofármacos, según las características biopsicosociales del paciente, que es importante detectar para evitar la medicalización de cuadros psicológicos.

Palabras clave:
Benzodiacepinas
Coronavirus
Prescripciones
Aislamiento social
Abstract
Objective

To evaluate the effect of COVID-19 lockdown on the prescription of benzodiazepines by gender, age and district health departments.

Design

Longitudinal observational study.

Location

Primary care. Asturias (Spain) health district V.

Participants

People over 15 years of age with filled benzodiazepine prescriptions in between 2017 and 2020.

Main measurements

Benzodiazepine DHD (defined daily dose per 1000 habitants) mean difference between the period defined as pre-lockdown and lockdown. Additionally, the difference was adjusted for gender, sex and district health department and also with the interaction among them.

Results

DHD mean pre-lockdown was 131.3 and 139.5 in the lockdown; this difference was significant in the global analysis (95% CI: 4.1–12.1). There was an increase in the DHD mean in the 60–74 age group (95% CI: 2.28–21.42), in the group over 90 years old (95% CI: 21.31–40.63) and in women (95% CI: 3.51–14.59). Finally, a decrease in the DHD mean of V11 (95% CI: -29 to -0.66) and V14 (95% CI: -54.28 to -25.04) district health departments was observed.

Conclusions

Certain subgroups show a change in the pattern of benzodiazepine prescription without being able to relate this to the lockdown. We believe that there could be some inertia in the prescription of psychiatric medication according to the biopsychosocial characteristics of the patients; it is important to detect this in order to avoid the medicalization of psychological disorders.

Keywords:
Benzodiazepines
Coronavirus infections
Prescriptions
Social isolation
Texto completo
Introducción

En los países desarrollados, los ansiolíticos son de los grupos farmacológicos más prescritos, habiendo aumentado su uso a lo largo de los años; España se sitúa incluso por encima de la media europea en su consumo. Según los últimos datos de la Agencia Española de Medicamentos y Productos Sanitarios (AEMPS), el consumo de ansiolíticos e hipnóticos pasó de 86,9 dosis diaria definida por 1.000 habitantes (DHD) en el año 2019 a 93,04 DHD en el 20211–4.

El 14 de marzo de 2020, con la imposición del estado de alarma por la COVID-19, muchas personas vieron aumentado su estrés emocional ante las repercusiones sanitarias y económicas del nuevo virus, así como por las medidas de distanciamiento social y aislamiento domiciliario que se adoptaron. En este contexto, los sentimientos de soledad5, aburrimiento y tristeza proliferaron en la población provocando miedo, ansiedad, depresión e insomnio6-8.

En la literatura revisada, varios estudios objetivaron un aumento en la prevalencia de patología psiquiátrica asociado a grandes desastres y, en consecuencia, un aumento en el consumo de psicofármacos9–11. La pandemia por COVID-19 podría definirse como una catástrofe dadas las consecuencias que ha tenido en la población12. Varios sondeos realizados en Estados Unidos y Europa al inicio de la pandemia registraron tasas más altas de síntomas depresivos, estrés y ansiedad en comparación con años anteriores13. Además, la atención telemática a los pacientes durante esta situación pudo influir en las prescripciones de ansiolíticos e hipnóticos14,15.

Durante el confinamiento y las fases posteriores, los médicos de familia fueron un pilar fundamental siendo la primera línea frente a la infección por COVID-19 sin desatender otras patologías no COVID; entre ellas, la esfera de la salud mental. Gracias a la accesibilidad y longitudinalidad de la atención primaria, los médicos de familia pudieron ver y seguir de cerca las consecuencias de esta crisis socioeconómica en sus pacientes, acompañándolos y ayudándolos durante este periodo16,17.

Según lo anteriormente expuesto, la pandemia por COVID-19 pudo haber supuesto un cambio en el patrón de prescripción de benzodiacepinas. Nuestro trabajo de investigación surgió con el objetivo de evaluar el efecto del confinamiento sobre la prescripción de benzodiacepinas desde atención primaria en un área sanitaria.

Material y métodos

Se realizó un estudio observacional longitudinal en el Área Sanitaria V del Principado de Asturias, correspondiente con los municipios de Carreño, Gijón y Villaviciosa, con 296.488 habitantes según los datos del Padrón Municipal de Habitantes del año 2020. Esta cifra se ha mantenido estable, no apreciándose fluctuaciones significativas en la población de 2017 a 2020.

La población a estudio fueron las personas mayores de 15 años susceptibles de recibir tratamiento con benzodiacepinas prescritas desde atención primaria de dicha área, siendo la variable principal del estudio las dispensaciones y utilizando como unidad de medida la DHD mensual. Las dispensaciones se obtuvieron de las bases de datos de facturación de las farmacias al Servicio de Salud del Principado de Asturias (SESPA).

El periodo estudiado fue entre enero de 2017 y diciembre de 2020; hasta febrero de 2020 se consideró periodo preconfinamiento y a partir de éste, periodo confinamiento.

Los criterios de inclusión fueron las dispensaciones de benzodiacepinas según el sistema de clasificación Anatomical Therapeutic Chemical (ATC) con los códigos N05BA o N05CD, desde atención primaria en la fecha incluida en el periodo de estudio. Los criterios de exclusión fueron las prescripciones denovo de benzodiacepinas o ajuste de dosis de pautas previas desde el nivel hospitalario o el ámbito privado, y las prescripciones en las que conste un Código de Identificación Autonómica Sanitaria (CIAS) de profesionales de otra área sanitaria. Estos criterios de exclusión se adoptaron para valorar el efecto que la pandemia tuvo sobre la prescripción de benzodiacepinas de manera aislada, sin tener en cuenta otros grupos farmacológicos, por los médicos de familia del sistema público del área sanitaria a estudio.

Las variables demográficas y de identificación definidas fueron el sexo (hombre/mujer), la edad del paciente en el momento de la dispensación, creándose intervalos de 15 años de edad (15-29, 30-44, 45-59, 60-74, 75-89, 90 y más) y finalmente, las diferentes zonas básicas de salud del Área V del Principado de Asturias (tabla 1). Por último, se empleó la fecha de dispensación del fármaco, es decir, entre el año 2017 y el 2020.

Tabla 1.

Zonas básicas de salud del Área Sanitaria V del Principado de Asturias

V1: Concejo de Carreño 
V2: La Calzada 
V3: Natahoyo-Tremañes 
V4: Gijón Centro- Cimadevilla 
V5: Perchera 
V6: Pumarín 
V7: Contrueces-Vega-La Camocha 
V8: El Llano 
V9: El Coto-Ceares-Viesques 
V10: La Arena 
V11: Parque-Somió 
V12: Concejo de Villaviciosa 
V13: Gijón-Laviada 
V14: Roces-Montevil 

Dado que el efecto principal a evaluar era la diferencia entre las medias de DHD mensual en los dos periodos, se realizó un análisis crudo mediante la prueba t de Student. Posteriormente, se ajustó un modelo de regresión lineal múltiple incluyendo las covariables edad, sexo, zona básica de salud y todas sus interacciones de primer orden para evaluar si el cambio en la media de DHD mensual entre periodos presentaba diferente magnitud según las diferentes categorías de dichas covariables. Para respetar el principio jerárquico se mantuvieron las variables que formaban parte de alguna interacción estadísticamente significativa, independientemente de que la variable en sí misma no tuviese un coeficiente significativamente distinto de 0. Los resultados del modelo ajustado se presentaron mediante los coeficientes de regresión lineal múltiple con sus intervalos de confianza de 95% y sus valores p. El análisis estadístico se realizó con el software estadístico R 4.1.1 en RStudio versión 1.4.1717.

Resultados

La DHD media mensual de benzodiacepinas fue de 131,3 en el periodo definido como preconfinamiento y de 139,5 en el periodo confinamiento (tabla 2). La diferencia entre estas dos medias en el análisis crudo, que resultó ser de 8,2, fue estadísticamente significativa (IC 95% 4,1 a 12,1) p < 0,001, es decir, se habría producido un aumento entre 4 y 12 DHD entre ambos periodos. No obstante, el efecto desapareció al ajustarse el modelo por el resto de covariables (edad, sexo y zona básica de salud) (IC 95% -9,41 a 15,30) p = 0,641.

Tabla 2.

Dispensaciones de benzodiacepinas en DHD (dosis diaria definida por 1.000 habitantes) por mes según periodo preconfinamiento y confinamiento

DHD  Preconfinamiento  Confinamiento 
Media  131,3  139,5 
Mediana  114,8  124,2 
Valores perdidos  135  30 

Al analizar las interacciones del tiempo (periodo) con las variables se vieron efectos estadísticamente significativos en algunos subgrupos (tabla 3). En la variable edad se encontró un aumento de la DHD media mensual de benzodiacepinas respecto al grupo tomado como referencia (15-29 años), en el intervalo de 60-74 años, siendo la media en este grupo de 11,85 (IC 95% 2,28 a 21,42) p = 0,015; y en el de 90 años o más, con una media de 30,97 (IC 95% 21,31 a 40,63) p < 0,001 (fig. 1). En cuanto al sexo, se observó un aumento de la DHD media mensual en las mujeres en comparación con los hombres, con una DHD media mensual de 9,05 (IC 95% 3,51 a 14,59) p = 0,001 (fig. 2). Por último, se vio una disminución de la DHD media mensual en las zonas básicas de salud V11 (Parque-Somió), con DHD media mensual de -15,28 (IC 95% -29 a -0,66) p = 0,041, y V14 (Roces-Montevil), con DHD media mensual de -39,66 (IC 95% -54,28 a -25,04) p < 0,001, con relación a la zona básica tomada como referencia (V2, La Calzada) (fig. 3).

Tabla 3.

Relación entre el valor de la DHD media mensual de benzodiacepinas con el sexo, la edad y la zona básica de salud y su interacción con el tiempo. Modelo de regresión lineal múltiple

  DHD
Variables  Coeficiente de regresión lineal múltiplea  IC 95%  p valor 
Intercepto  17,77  11,60 a 23,94  < 0,001 
Tiempo       
Antes (Preconfinamiento)  Ref.b     
Después (Confinamiento)  2,94  -9,41 a 15,30  0,641 
Edad       
15 a 29  Ref.     
30 a 44  52,12  46,27 a 57,96  < 0,001 
45 a 59  140,18  134,33 a 146,03  < 0,001 
60 a 74  130,89  125,05 a 136,74  < 0,001 
75 a 89  157,53  151,68 a 163,38  < 0,001 
90 o más  168,90  162,94 a 174,85  < 0,001 
Sexo       
Hombre  Ref.     
Mujer  - 0,68  -6,30 a 4,93  0,811 
Zona Básica de Salud       
01  20,40  13,72 a 27,07  < 0,001 
02  Ref     
03  -7,13  -13,80 a -0,46  0,036 
04  -21,87  -28,59 a -15,14  < 0,001 
05  -3,85  -10,52 a 2,83  0,258 
06  6,90  0,23 a 13,57  0,043 
07  20,71  13,97 a 27,45  < 0,001 
08  -44,96  -51,63 a -38,29  < 0,001 
09  -34,27  -40,99 a -27,55  < 0,001 
10  -20,76  -27,44 a -14,09  < 0,001 
11  -12,60  -19,27 a -5,93  < 0,001 
12  -19,31  -25,98 a -12,64  < 0,001 
13  -27,46  -34,13 a -20,79  < 0,001 
14  48,83  42,16 a 55,50  < 0,001 
Edad 30 a 44* Tiempo después  -3.74  -13,31 a 5,83  0,444 
Edad 45 a 59* Tiempo después  5,34  -4,23 a 14,91  0,274 
Edad 60 a 74* Tiempo después  11,85  2,28 a 21,42  0,015 
Edad 75 a 89* Tiempo después  1,42  -8,15 a 10,99  0,772 
Edad 90 o más* Tiempo después  30,97  21,31 a 40,63  < 0,001 
Edad 30 a 44* Sexo Mujer  5,72  -2,05 a 13,50  0,149 
Edad 45 a 59* Sexo Mujer  29,01  21,24 a 36,79  < 0,001 
Edad 60 a 74* Sexo Mujer  137,58  129,81 a 145,36  < 0,001 
Edad 75 a 89* Sexo Mujer  167,66  159,88 a 175,44  < 0,001 
Edad 90 o más* Sexo Mujer  75,13  67,28 a 82,98  < 0,001 
Sexo Mujer* Tiempo después  9.05  3,51 a 14,59  0,001 
Tiempo después* Zona 01  -5,98  -20,60 a 8,64  0,423 
Tiempo después* Zona 03  5,65  -8,96 a 20,27  0,448 
Tiempo después* Zona 04  -5,13  -19,85 a 9,59  0,495 
Tiempo después* Zona 05  1,40  -13,22 a 16,02  0,851 
Tiempo después* Zona 06  5,92  -8,70 a 20,53  0,428 
Tiempo después* Zona 07  -3,08  -17,81 a 11,66  0,682 
Tiempo después* Zona 08  6,67  -7,95 a 21,29  0,371 
Tiempo después* Zona 09  -13,37  -28,09 a 1,35  0,075 
Tiempo después* Zona 10  1,24  -13,38 a 15,86  0,868 
Tiempo después* Zona 11  -15,28  -29,90 a -0,66  0,041 
Tiempo después* Zona 12  -12,86  -27,48 a 1,76  0,085 
Tiempo después* Zona 13  -3,57  -18,19 a 11,05  0,632 
Tiempo después* Zona 14  -39,66  -54,28 a -25,04  < 0,001 
Observaciones  24030     
R2/ R2 ajustado  0,575/0,574     
a

Modelo de regresión lineal múltiple: representa las variaciones de la DHD media respecto al grupo tomado como referencia.

b

Ref: Categoría tomada como referencia para las comparaciones posteriores.

*

Hace referencia a las interacciones entre variables.

Figura 1.

Diferencia según grupo de edad en la DHD media mensual de benzodiacepinas entre preconfinamiento y confinamiento.

(0,14MB).
Figura 2.

Diferencia según sexo en la DHD media mensual de benzodiacepinas entre preconfinamiento y confinamiento.

(0,1MB).
Figura 3.

Mapa de las diferentes zonas básicas de salud y su cambio en la DHD media mensual entre preconfinamiento y confinamiento.

(0,42MB).

La variabilidad en las dispensaciones se explicó en 57% con el modelo lineal construido (R2 ajustado = 57,4%).

Discusión

Gran parte de los estudios realizados a nivel mundial, muestran una disminución de la salud mental de la población por la pandemia por COVID-195,6,12,18,19, lo que sugiere que las tasas de dispensación de antidepresivos y benzodiacepinas pudieron haber aumentado. Esto coincide con los datos globales de nuestro estudio y, además, con el último informe de la AEMPS donde se ve un aumento global de ansiolíticos e hipnóticos de 3,67 DHD de 2019 a 20203. No obstante, otros trabajos como el de Wolfschlag et al.15 en Escania (Suecia) y Uthayakumar et al.20 en Canadá, no observaron cambios en la tendencia a la baja en la dispensación de benzodiacepinas durante la pandemia, coincidiendo con los resultados del modelo ajustado de nuestra investigación.

Esto último podría deberse a que, en el Principado de Asturias, la primera ola de la pandemia tuvo menos impacto que en otras comunidades autónomas con menor número de contagios y mortalidad y, por tanto, con menor repercusión sobre la salud mental de la población. Además, el confinamiento domiciliario estricto podría haber disminuido la clientela de las farmacias. En Italia, Farina et al.21, objetivó que el porcentaje de ventas de fármacos variaba en función de las fases de la pandemia y de las restricciones de cada momento.

Por otra parte, la actuación del médico de familia durante la pandemia, y la relación médico-paciente creada previamente, ha podido ser fundamental en no observarse un aumento en el consumo de ansiolíticos e hipnóticos al no medicalizarse problemas de trasfondo psicológicos.

En cuanto a los grupos etarios, se produce un aumento en la dispensación de benzodiacepinas en los mayores de 60 años, con excepción del grupo de 75 a 89 años. Estos tienen una mayor prevalencia de trastornos del sueño, ansiedad y depresión, y la pandemia podría haber supuesto el empeoramiento de esta sintomatología. La ausencia de cambios en el grupo de 75 a 89 años podría deberse a que no se precisó modificar pautas de tratamientos previos, a que un alto porcentaje de las personas en este rango de edad aún mantiene su autonomía y tienen apoyo familiar, o a la falta de accesibilidad al sistema sanitario durante la pandemia al tratarse de una atención predominantemente telemática.

El efecto que tuvo la pandemia sobre los pacientes institucionalizados en centros sociosanitarios podría haber tenido consecuencias sobre la prescripción de psicofármacos, como muestra el estudio de Campitelli et al.22; este objetivó un aumento en el uso de antidepresivos y benzodiacepinas tras la pandemia por COVID-19 en las residencias de ancianos de Ontario (Canadá). Dado el modelo de atención primaria adoptado en el área sanitaria a estudio, el porcentaje de pacientes en esta situación no se ha podido conocer en el presente trabajo, pero puede que este haya sido uno de los motivos en el aumento de la DHD media de benzodiacepinas en el grupo de 90 años o más.

Se observa también un aumento en el consumo de benzodiacepinas en las mujeres. Clásicamente, igual que los mayores de 60 años, este grupo presenta una mayor prevalencia de trastornos ansioso-depresivos, por lo que la pandemia podría haber agravado sintomatología previa o desencadenado nueva patología con su consecuente tratamiento. En los estudios de Gil et al.23 y más recientemente, López et al.24, se señaló el importante sesgo de género que se produce en el diagnóstico y tratamiento de las enfermedades mentales; en este último se observó que los médicos, ante los mismos síntomas, tendían a prescribir benzodiacepinas más tempranamente en las mujeres.

En cuanto a las zonas básicas de salud, las diferencias encontradas podrían derivar de las características de la población (composición etaria, clase social o nivel educativo) o bien por las distintas pautas de prescripción de los médicos de cada centro de salud. Llama la atención la disminución en el consumo de benzodiacepinas que se produce en la zona básica de salud V11 (Parque-Somió), y especialmente en V14 (Roces-Montevil). Hubiera sido interesante la inclusión en el estudio de la renta per cápita como marcador de salud, aunque se sabe que Parque-Somió es una de las zonas básicas de Gijón con mayor renta bruta media, lo que puede significar una mayor estabilidad económica y reflejarse en la salud mental con menores síntomas ansioso-depresivos. Además, por este motivo, la población podría haber dirigido sus consultas médicas al sector privado. Respecto a Roces-Montevil, es una zona de reciente crecimiento, con viviendas económicas habitadas en su mayoría por familias jóvenes con hijos, dadas las características de esta población (edad, apoyo social), la pandemia podría haber tenido menores repercusiones psicológicas.

Asimismo, destaca que el modelo tiene una capacidad explicativa buena, ya que con las variables con las que se construyó, se explica 57% de la varianza de la dispensación.

Sin embargo, el estudio presenta varias limitaciones. La más evidente, es que se desconoce la indicación de la prescripción de la benzodiacepina y, por tanto, es difícil atribuirla directamente a los efectos psicológicos que la pandemia ha tenido sobre la población.

Otra de las limitaciones es la no inclusión de las prescripciones del ámbito hospitalario o del sector privado, ya que puede haber sobre o infraestimado el aumento global del consumo de benzodiacepinas.

Por otro lado, al utilizarse medias mensuales de DHD del total del periodo estudiado, y no poder tratar los datos como serie temporal ni analizarlos mediante regresión segmentada, puede que no se hayan detectado las variaciones existentes en tiempo real durante el confinamiento. Además, en el periodo que definimos en el estudio como confinamiento, se incluyeron las dos primeras semanas de marzo de 2020, que no formaron parte de este como tal. A su vez, la investigación se centra en los 10 primeros meses de pandemia, lo cual supone un periodo relativamente corto dada la duración total de ésta, no pudiéndose extrapolar los resultados encontrados a fases posteriores.

Por último, los estudios de esta temática presentan la dificultad de no disponer de un grupo control, no expuestos a la pandemia; puesto que toda la población estuvo confinada en mayor o menor medida.

Respecto al tipo de estudio, nos gustaría mencionar que se ha considerado la posibilidad de catalogarlo como cuasi-experimental dado el carácter de intervención no controlada por parte de los investigadores. No obstante, en el apartado de metodología se define como estudio observacional longitudinal dada la importancia de la variable tiempo (antes/después del confinamiento) en este trabajo.

Es evidente que la pandemia por COVID-19 ha tenido efectos notables sobre la salud mental de la población, quedando reflejado en el consumo de psicofármacos, y especialmente, en determinados subgrupos. Con nuestro estudio queremos hacer una reflexión sobre el modelo de prescripción de benzodiacepinas en las consultas de atención primaria, ya que la pandemia ha podido agravar el manejo deficitario de estos psicofármacos, ya presente previamente en la práctica clínica habitual.

Creemos que puede haber cierta inercia terapéutica en la prescripción de este tipo de medicación según las características del paciente, y que el modelo de atención telemática adoptado durante el confinamiento haya contribuido a perpetuar esta problemática. La carga clínica y burocrática que supuso la COVID-19 en atención primaria podría haber reducido, incluso más, el tiempo dedicado a realizar la valoración integral del paciente para dar con el tratamiento óptimo. Además, puede que se haya incurrido en la renovación de recetas electrónicas sin la correspondiente revisión de la evolución clínica del paciente o la indicación del tratamiento y su duración estimada.

A parte de aliviar la sobrecarga cuantitativa y burocrática de las consultas de atención primaria, sería interesante desarrollar nuevas herramientas que permitan al médico de familia valorar otras alternativas terapéuticas (psicoterapia, grupos de trabajo, asociaciones de apoyo), especialmente en los grupos vulnerables, dejando el tratamiento farmacológico solo para los casos indicados y así poder realizar un uso racional de los psicofármacos.

Puntos clavesLo conocido sobre el tema

  • Los ansiolíticos son uno de los grupos farmacológicos más prescritos en los países desarrollados, habiendo aumentado su consumo a lo largo de los años.

  • España se sitúa por encima de la media europea en el consumo de estos fármacos.

  • La pandemia por COVID-19 supuso el confinamiento y distanciamiento social de la población, reflejándose en una mayor preocupación por la salud mental y el consumo de psicofármacos.

Qué aporta este estudio

  • Se observó un aumento global de la DHD (dosis diaria definida por mil habitantes) media mensual de dispensaciones de benzodiacepinas en el confinamiento.

  • El aumento fue mayor en mujeres y en los grupos de 60-74 años y en el de 90 años y más. Las distintas zonas básicas de salud del área estudiada del Principado de Asturias presentan resultados heterogéneos.

  • Según los resultados anteriores, podría haber cierta inercia en la prescripción de benzodiacepinas según las características biopsicosociales del paciente; es importante detectarla para evitar la medicalización de cuadros psicológicos.

Consideraciones éticas

Aprobado por el Comité de Ética de Investigación del Principado de Asturias. No precisó del consentimiento informado de pacientes ya que se trabajó con datos desidentificados.

Financiación

La presente investigación no ha recibido ayudas específicas provenientes de agencias del sector público, sector comercial o entidades sin ánimo de lucro.

Conflicto de intereses

Ninguno de los autores tiene conflicto de intereses.

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