En 2017, 2018 y 2022 se implementó una estrategia poblacional para deprescribir inhibidores de la bomba de protones (IBP) en pacientes que no cumplían indicación de tratamiento. Este trabajo evalúa los resultados en salud relacionados con la seguridad de la deprescripción y con los efectos adversos de tomar IBP en esos pacientes.
Pacientes y métodosEstudio de casos y controles anidado en una cohorte, con seguimiento hasta el 31/12/2024. La variable principal fue la combinada de muerte o ingreso hospitalario urgente. Las variables secundarias: hemorragias digestivas altas, otros eventos digestivos (úlceras, gastritis o esofagitis), hipomagnesemia, hipovitaminosis B12, hipocalcemia, déficit de hierro, neumonía, infección por Clostridioides difficile y fracturas óseas. Se ajustó por sexo, edad, índice de Charlson, ingresos hospitalarios urgentes previos, número de visitas en atención primaria en el año anterior y número de medicamentos prescritos. Además, se realizó un análisis de minería de procesos para describir las trayectorias de los pacientes.
ResultadosSe incluyó a 28.161 pacientes. La deprescripción del IBP mostró ser segura en cuanto a fallecimiento y hospitalización (OR=0,78; IC95%: 0,70-0,88). Se observó una mayor incidencia de eventos adversos gástricos, pero no de hemorragias digestivas, y una menor incidencia de déficit de micronutrientes, fracturas y neumonías en los pacientes a quienes se deprescribió el IBP.
Al realizar el análisis por sexo, la deprescripción se asoció en ambos grupos con un menor número de ingresos u hospitalizaciones.
ConclusionesLa estrategia de deprescripción de IBP en pacientes sin factores de riesgo de hemorragia digestiva parece ser segura en términos de mortalidad e ingresos hospitalarios.
In 2017, 2018, and 2022, a population-based strategy was implemented to deprescribe proton pump inhibitors (PPIs) in patients who did not meet clinical indications for treatment. This study evaluates health outcomes related to the safety of deprescribing and the adverse effects associated with PPI consumption in these patients.
Patients and methodsA nested case-control study within a cohort was conducted, with follow-up through December 31, 2024. The primary endpoint was a composite of mortality or urgent hospital admission. Secondary endpoints included upper gastrointestinal bleeding, other gastrointestinal events (ulcers, gastritis, or esophagitis), hypomagnesemia, cyanocobalamin deficiency, hypocalcemia, iron deficiency, pneumonia, Clostridioides difficile infection, and bone fractures. Adjustments were made for sex, age, Charlson Comorbidity Index, prior urgent hospital admissions, number of primary care visits in the preceding year, and number of prescribed medications. Additionally, a process mining analysis was performed to describe patient trajectories.
ResultsA total of 28,161 patients were included. PPI deprescribing proved to be safe regarding mortality and hospitalization (OR=0.78; 95% CI: 0.70-0.88). A higher incidence of gastric adverse events was observed, but not of gastrointestinal bleeding. Furthermore, a lower incidence of micronutrient deficiencies, fractures, and pneumonia was found among patients who underwent PPI deprescribing. In the sex-stratified analysis, deprescribing was associated with fewer admissions or hospitalizations in both groups.
ConclusionsThe PPI deprescribing strategy in patients without risk factors for gastrointestinal bleeding seems to be safe in terms of mortality and hospital admissions.
Los inhibidores de la bomba de protones (IBP) son fármacos que inhiben de manera irreversible la enzima H /K-ATPasa de las células parietales de la mucosa gástrica. De esta manera consiguen disminuir la secreción ácida1.
Actualmente entre sus indicaciones aprobadas se encuentran el tratamiento del reflujo gastroesofágico, el tratamiento erradicador de Helicobacter pylori, la prevención de gastropatía por antiinflamatorios no esteroideos, el tratamiento del síndrome de Zollinger-Ellison y el tratamiento y prevención de úlceras gastroduodenales1. Además, se recomiendan en otras indicaciones no autorizadas como el esófago de Barret o la esofagitis eosinofílica. Los IBP son indudablemente efectivos para estas indicaciones, presentando un buen balance riesgo-beneficio especialmente cuando se utilizan durante periodos cortos.
Actualmente el elevado uso de los IBP en la población se ve incrementado por su prescripción para indicaciones no aprobadas2,3. Es por ello que la American Gastroenterological Association (AGA) y otros organismos recomiendan evaluar periódicamente la indicación de los IBP y considerar su deprescripción en aquellos casos en los que no esté claro el beneficio para el paciente4,5. Además, la seguridad de los tratamientos a largo plazo no parece ser tan favorable, habiéndose relacionado con la aparición de reacciones adversas como déficit de algunos micronutrientes (magnesio, vitamina B12, calcio, hierro), fracturas óseas, neumonía o infecciones entéricas, entre otras6–8.
En el caso de Navarra y con este objetivo en mente, se confirmó que, durante el año 2016, antes del inicio del estudio, una de cada 5 personas fue tratada en algún momento con al menos un IBP, siendo este grupo de fármacos el segundo con más número de pacientes tratados (base de datos de facturación del Servicio Navarro de Salud-Osasunbidea, 2016). Por ello, se diseñó una estrategia poblacional para deprescribir los IBP crónicos en pacientes que no cumplían la indicación de tratamiento.
Tras el lanzamiento de la estrategia consideramos esencial evaluar los resultados en salud de la misma. Nuestra hipótesis es que la retirada del tratamiento con IBP en pacientes sin indicación para el tratamiento con estos fármacos es segura. Por ese motivo se ha realizado este estudio observacional retrospectivo con el objetivo de evaluar los resultados en salud relacionados con la seguridad de la deprescripción y con los efectos adversos de tomar IBP en pacientes que no cumplían indicación de tratamiento.
Pacientes y métodosDiseño del estudioSe llevó a cabo un estudio observacional retrospectivo analítico de casos y controles anidado en una cohorte poblacional.
Población de estudio y criteriosLa cohorte la componían todas las personas incluidas en la estrategia de deprescripción que se llevó a cabo en tres momentos distintos: 2017, 2018 y 2022. En 2017 la población diana se restringió a mayores de 65 años, mientras que en 2018 y 2022 se incluyó a toda la población adulta que cumpliera criterios, independientemente de la edad. Se realizó el seguimiento de la cohorte hasta el 31 de diciembre de 2024.
Los criterios de inclusión fueron: pacientes adultos con derecho a asistencia sanitaria y prestación farmacéutica en el Servicio Navarro de Salud-Osasunbidea, en tratamiento con IBP (omeprazol, esomeprazol, lansoprazol, pantoprazol, rabeprazol), que no tuvieran registrado en su historia clínica ningún diagnóstico de dispepsia, hemorragia digestiva alta, enfermedad por reflujo gastroesofágico, úlcera gastroduodenal, enfermedad de Barret, síndrome de Zollinger-Ellison o erradicación de H. pylori y que tampoco llevaran tratamiento con fármacos que aumenten el riesgo de hemorragia digestiva alta, como antiinflamatorios no esteroideos, anticoagulantes, antiagregantes o corticoides más venlafaxina o inhibidores selectivos de la recaptación de serotonina.
Los criterios de exclusión fueron que los pacientes estuvieran institucionalizados en residencias privadas con médico propio en el centro, por no disponer de información acerca de su tratamiento farmacológico, o que no tuvieran registrado ningún valor de índice de Charlson.
EstrategiaLa estrategia consistió en el envío de propuestas de suspensión a la hoja de tratamiento de cada paciente. La implementación fue posible ya que se dispone de SAPE y OBSERVA, dos herramientas informáticas. La primera permite identificar a la población diana y la segunda el envío de propuestas de suspensión a cada paciente que cumple los criterios. Dichas propuestas iban acompañadas de un mensaje en el que se explicaba el porqué de la propuesta y eran atendidas por los y las profesionales de medicina, quienes decidían si suspender o mantener el tratamiento con el IBP. Esta estrategia se acompañó de folletos informativos para los pacientes donde se explicaba cuándo es o no necesario el tratamiento con IBP, qué efectos adversos pueden tener y cómo retirarlos9.
Definiciones- •
Deprescripción: cualquier suspensión de la prescripción en receta electrónica superior a un mes, independientemente del tiempo transcurrido desde el envío de la propuesta. Para establecer este umbral de un mes se realizó un análisis de sensibilidad entre 30 y 60 días. Los resultados obtenidos fueron similares y, dado que la aparición de hipersecreción ácida de rebote está descrita a partir de 1-2 semanas tras la suspensión10,11, se estableció el umbral de un mes para la definición de deprescripción.
- •
Fecha de entrada en la cohorte: para todos los pacientes, tanto para el grupo de deprescritos como para el grupo que mantuvo la prescripción, esta fecha fue la del envío de la propuesta de suspensión del IBP.
Todos los datos necesarios para el estudio proceden de las bases de datos del Servicio Navarro de Salud-Osasunbidea y, específicamente, de BARDENA (Base de Análisis de Resultados de Navarra), que integra datos de las distintas fuentes del SNS-O12 y permite que la recogida de datos de las historias clínicas sea homogénea para toda la población.
Variables del estudio- •
Variable de exposición: deprescripción del IBP (sí/no).
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Variable de resultado principal: ingreso hospitalario urgente o muerte por cualquier causa.
- •
Variables de resultado secundarias: hemorragias digestivas altas, otros eventos digestivos (úlceras, gastritis o esofagitis), neumonías, infecciones por Clostridioides difficile y fracturas óseas se buscaron en los diagnósticos de las historias clínicas de atención primaria, de los hospitales y de las codificaciones al alta de los ingresos hospitalarios (CMBD). Los déficits de los diferentes micronutrientes se establecieron cuando los valores analíticos encontrados en la historia clínica eran inferiores a los recomendados según el rango de referencia establecido para cada uno por el laboratorio analizador.
Para describir las características basales de la población se recogieron: sexo, edad, índice de Charlson (categorizado en 0, 1, 2, >2), ingresos hospitalarios urgentes previos (sí/no), número de visitas en atención primaria en el año anterior (categorizado en <3, 3-7, 8-12, >12), y número de medicamentos prescritos (categorizado en 0, 1-3, 4-5, >5).
Análisis estadístico- 1.
Análisis descriptivo:
Se realizó un análisis descriptivo de las características basales de la población. Las variables categóricas se describieron mediante frecuencias y porcentajes, y se compararon los pacientes a quienes se deprescribió el IBP frente a los que mantuvieron el tratamiento mediante la prueba de Chi-cuadrado (χ2). Las variables cuantitativas se describieron mediante media y desviación estándar. La comparación de estas variables entre grupos se realizó con la prueba t-Student. La significación estadística se estableció en un valor de p<0,05.
Para visualizar y analizar el recorrido y los tiempos de transición de los pacientes dentro de la cohorte de estudio, se realizó un análisis de minería de procesos. Este análisis se llevó a cabo utilizando los paquetes bupaR y DiagrammeR en el entorno R13. A partir de los datos de evento de la cohorte, se construyó un registro de eventos de cada paciente y las transiciones entre estados (como «Entrada en cohorte», «Deprescripción», «Prescripción», «Éxitus») con sus marcas de tiempo. Se generó un diagrama de flujo del proceso que permite visualizar la trayectoria agregada de los pacientes, mostrando las transiciones más frecuentes en el proceso.
- 2.
Análisis de la asociación (estudio de casos y controles anidado en una cohorte):
Para analizar la asociación entre la deprescripción y cada evento, se anidó en la cohorte diversos estudios de casos y controles, uno para cada variable de resultado. En cada resultado (principal y secundario):
- •
Se identificaron todos los casos (pacientes que presentaron el evento).
- •
Para cada caso, se seleccionó un control de la cohorte que no hubiera presentado el evento previamente a la fecha índice del caso. La selección de controles se realizó mediante muestreo de densidades de incidencia (density sampling) utilizando la función ccwc del paquete Epi de R13.
Los criterios de emparejamiento entre casos y controles fueron: sexo, edad, año de la intervención (2017, 2018, 2022), las categorías de índice de Charlson, número de visitas a atención primaria y número de medicamentos prescritos. Para el resultado principal (ingreso o fallecimiento), y para las variables «ingreso» y «fallecimiento» se añadió un criterio adicional: la presencia o ausencia de un ingreso urgente en el año anterior.
La asociación entre la deprescripción (exposición) y cada evento se cuantificó calculando odds ratios (OR) con sus intervalos de confianza del 95% (IC95%). Dada la naturaleza emparejada del diseño, el análisis se realizó mediante regresión logística condicional. No se realizaron ajustes adicionales en los modelos más allá del emparejamiento.
Todos los análisis se realizaron tanto para el total de la población como de forma estratificada por sexo, tal y como se establecía en el protocolo14.
ResultadosEn total, se incluyó a 28.161 pacientes a lo largo de los tres periodos de implementación de la estrategia de deprescripción (8577 pacientes en 2017, 7237 en 2018 y 12.347 en 2022). Tras excluir a aquellos pacientes sin datos sobre el índice Charlson, el tamaño muestral final fue de 27.826 pacientes, más de un 4% del total de la población de Navarra (fig. 1).
En la tabla 1 se contrastan las características generales de la población diferenciando entre a quienes se deprescribió el IBP en algún momento durante al menos un mes y quienes lo mantuvieron. Además, se desagrega la población total en los tres grupos de pacientes a quienes se envió la propuesta de deprescripción del IBP en los tres momentos (2017, 2018 y 2022). En 2018 y 2022 los pacientes a quienes se deprescribió el IBP eran más jóvenes y con un menor índice de Charlson que a los que se mantuvo el tratamiento con IBP. El porcentaje de hombres y mujeres entre deprescritos y prescritos no difiere a lo largo de los periodos de implementación.
Descripción de la población total incluida en el estudio, así como las poblaciones de cada uno de los tres momentos de la implementación de la estrategia, según se le deprescribiera o no el inhibidor de la bomba de protones
| Total | 2017 | 2018 | 2022 | ||||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| No deprescrito n=16.576 | Deprescrito n=11.250 | p | No deprescrito n=5120 | Deprescrito n=3432 | p | No deprescrito n=3850 | Deprescrito n=3307 | p | No deprescrito n=7600 | Deprescrito n=4517 | p | ||
| Edad | Media (DE) | 72,0 (14,6) | 66,7 (17,6) | <0,001 | 83,2 (7,4) | 83,2 (7,5) | 0,740 | 63,8 (12,1) | 59,2 (14,0) | <0,001 | 68,5 (14,8) | 59,5 (17,0) | <0,001 |
| Sexo | Femenino | 9987 (60,1%) | 6892 (61,0%) | 0,081 | 3355 (65,5%) | 2351 (68,5%) | 0,005 | 2146 (55,6%) | 1882 (57,1%) | 0,209 | 4486 (59,0%) | 2659 (58,9%) | 0,878 |
| Masculino | 6589 (39,8%) | 4358 (38,7%) | 1765 (34,5%) | 1081 (31,5%) | 1710 (44,4%) | 1419 (42,9%) | 3114 (41,0%) | 1858 (41,1%) | |||||
| Número de fármacos | Media (DE) | 3,7 (3,1) | 3,8 (2,7) | 0,010 | 5,1 (3,3) | 5,1 (2,8) | 0,831 | 3,7 (2,9) | 3,6 (2,4) | 0,093 | 2,7 (2,7) | 2,9 (2,3) | <0,001 |
| Ingreso año anterior | No | 15.086 (91,0%) | 10.368 (92,1%) | 0,002 | 4628 (90,4%) | 3145 (91,6%) | 0,054 | 3485 (90,5%) | 3044 (92,0%) | 0,0525 | 6973 (91,8%) | 4179 (92,5%) | 0,141 |
| Sí | 1484 (9,0%) | 888 (7,9%) | 492 (9,6%) | 287 (8,4%) | 365 (9,5%) | 263 (8,0%) | 627 (8,2%) | 338 (7,5%) | |||||
| Visitas AP | Media (DE) | 9,1 (8,1) | 8,7 (7,9) | <0,001 | 9,4 (8,1) | 9,0 (7,6) | 0,036 | 9,2 (8,2) | 8,6 (8,0) | <0,001 | 8,7 (8,0) | 8,6 (8,0) | 0,327 |
| Índice de Charlson | Media (DE) | 1,8 (2,2) | 1,3 (1,9) | <0,001 | 2,0 (2,3) | 1,8 (2,1) | <0,001 | 1,6 (2,2) | 1,1 (1,8) | <0,001 | 1,6 (2,2) | 1,1 (1,8) | <0,001 |
La figura 2 presenta el análisis realizado mediante minería de procesos. En ella se observan las trayectorias seguidas por los pacientes desde el inicio del seguimiento hasta la deprescripción del IBP y hasta el fallecimiento, mostrando además la reintroducción del tratamiento con IBP en aquellos casos en que la hubiera. En todos los casos se consideró un IBP como suspendido si había transcurrido al menos un mes desde la suspensión de la prescripción. De los 27.826 pacientes analizados, el 40,4% experimentó la deprescripción del IBP en algún momento del seguimiento, y al 66% de ellos no volvieron a prescribirles ningún fármaco de este grupo. En los pacientes a quienes se deprescribió el tratamiento, la mediana (rango) de tiempo desde el envío de la propuesta de suspensión hasta la suspensión del tratamiento fue de 8,57 meses (0,03-89,07). De ellos, a 6094 pacientes se les volvió a prescribir un IBP en algún momento, con una mediana de tiempo hasta la reintroducción de 4,60 (0,03-84,52) meses y, de estos, al 67,6% se les volvió a suspender el tratamiento con una mediana de tiempo de 1,93 meses (1,00-84,29).
En total, 7742 personas fallecieron o fueron hospitalizados, un 28% del total. A lo largo del estudio fallecieron casi el 10% de las personas. La incidencia de las diferentes variables secundarias fluctuó entre el 0,5% en las hemorragias digestivas o las infecciones diagnosticadas por C. difficile y las mayores incidencias en el déficit de cianocobalamina o calcio, por encima del 10%, y de hierro, mayor del 20% (tabla 2).
Resultados de las variables analizadas
| Deprescritos (n=11.256) | No deprescritos (n=16.570) | OR | IC95% | |
|---|---|---|---|---|
| Fallecimiento u hospitalización | 1570 | 6172 | 0,78 | 0,70-0,88 |
| Fallecimiento | 563 | 1678 | 0,97 | 0,80-1,19 |
| Hospitalización | 1351 | 5495 | 0,74 | 0,65-0,84 |
| Hemorragia digestiva alta | 22 | 62 | 0,60 | 0,22-1,65 |
| Otros efectos adversos digestivosa | 583 | 1673 | 1,62 | 1,33-1,97 |
| Fracturas | 302 | 986 | 0,69 | 0,53-0,90 |
| Neumonía | 513 | 1833 | 0,75 | 0,61-0,92 |
| Infección por C.difficile | 20 | 76 | 0,67 | 0,27-1,63 |
| Déficit de cianocobalamina | 850 | 2652 | 0,73 | 0,62-0,87 |
| Déficit de magnesio | 106 | 484 | 0,38 | 0,23-0,61 |
| Déficit de calcio | 798 | 3016 | 0,64 | 0,54-0,75 |
| Déficit de hierro | 1329 | 6191 | 0,68 | 0,60-0,78 |
IC: intervalo de confianza; OR: odds ratio ajustado por edad, sexo, Charlson, año de la intervención (2017, 2018, 2022), número de visitas a atención primaria y número de medicamentos prescritos. Para las variables «fallecimiento u hospitalización», «fallecimiento» y «hospitalización», se añadió la presencia o no de un ingreso urgente en el año anterior.
La deprescripción del IBP mostró un efecto protector para la variable principal, la combinada de fallecimiento y hospitalización (OR=0,78; IC95%: 0,70-0,88). Al analizarlas por separado, el efecto fue también significativo para la hospitalización (OR=0,74; IC95%: 0,65-0,84), sin diferencias en la mortalidad (OR=0,97; IC95%: 0,80-1,19). Respecto a los posibles efectos secundarios a la toma de IBP, se observó un menor riesgo de déficit de micronutrientes como magnesio, calcio, hierro y vitamina B12, así como de fracturas y neumonías en los pacientes a quienes se deprescribió el IBP. En total se identificaron 1288 pacientes que sufrieron al menos una fractura ósea clínicamente relevante y 2346 pacientes con al menos una neumonía. No se encontraron diferencias en la incidencia de infección por C. difficile (tabla 2).
La incidencia de hemorragias digestivas altas fue similar entre los pacientes a quienes se deprescribió el IBP y a los que se les mantuvo (OR=0,60; IC95%: 0,22-1,65). Sin embargo, los pacientes con deprescripción presentaron una mayor incidencia de efectos adversos gástricos (úlceras, gastritis, esofagitis) en comparación con aquellos que mantuvieron el tratamiento con IBP (OR=1,62; IC95%: 1,33-1,97). Al separar estos eventos en úlceras, gastritis y enfermedades esofágicas se observó que solo alcanzaba la significación estadística el aumento de enfermedades del esófago [n=2166; OR= 1,467 (1,207-1,784) p<0,001] en pacientes a quienes se deprescribió el IBP frente a quienes se mantuvo el tratamiento.
Al realizar el análisis estratificado por sexo, se objetiva una menor presencia de varones. A su entrada en la cohorte las mujeres presentaban, de media, más medicamentos prescritos (3,9 vs. 3,3; p<0,001) y habían tenido más visitas a atención primaria en el año anterior que los hombres (9,5 vs. 7,9; p<0,001), aunque era menor el porcentaje de ellas que habían ingresado en el hospital en el último año (tabla 3).
Descripción de las características basales estratificada por sexo
| Femenino | Masculino | p | |
|---|---|---|---|
| Edad, media (DE) | 71,7 (16,3) | 66,7 (15,4) | <0,001 |
| Ingreso hospitalario el año anterior, n (%) | 1328 (7,8) | 1046 (9,4) | <0,001 |
| Medicamentos prescritos, media (DE) | 3,9 (3,0) | 3,3 (2,8) | <0,001 |
| Visitas a AP año anterior, media (DE) | 9,5 (8,1) | 7,9 (7,7) | <0,001 |
| Índice de Charlson, media (DE) | 1,5 (2,1) | 1,6 (2,2) | <0,001 |
DE: desviación estándar.
En ambos grupos la deprescripción se asoció con un menor número de ingresos u hospitalizaciones. En las variables secundarias los resultados en hombres y mujeres fueron similares, salvo en el caso de las neumonías y fracturas en los que la deprescripción en las mujeres se asoció con un menor número de fracturas y de neumonías, mientras que en los varones no se encontró dicha asociación (tabla 4).
Efecto de la deprescripción de los IBP estratificado por sexo
| Femenino | Masculino | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Deprescritos (n=6892) | No deprescritos (n=9987) | OR (IC95%) | p | Deprescritos (n=4358) | No deprescritos (n=6589) | OR (IC95%) | p | |
| Fallecimiento u hospitalización | 1057 | 4137 | 0,84 (0,73-0,97) | 0,014 | 513 | 2035 | 0,68 (0,55-0,83) | <0,001 |
| Fallecimiento | 418 | 1185 | 0,93 (0,75-1,14) | 0,479 | 143 | 495 | 0,68 (0,48-0,97) | 0,031 |
| Hospitalización | 887 | 3671 | 0,76 (0,66-0,88) | <0,001 | 439 | 1849 | 0,76 (0,62-0,93) | 0,007 |
| Hemorragia digestiva alta | 9 | 37 | 0,67 (0,11-3,99) | 0,657 | 11 | 27 | 0,80 (0,22-2,98) | 0,739 |
| Otros eventos digestivosa | 411 | 1103 | 1,55 (1,23-1,96) | <0,001 | 194 | 548 | 1,17 (0,83-1,66) | 0,374 |
| Fracturas | 253 | 857 | 0,67 (0,50-0,89) | 0,006 | 42 | 136 | 1,31 (0,64-2,69) | 0,467 |
| Neumonía | 342 | 1220 | 0,68 (0,53-0,87) | 0,002 | 166 | 618 | 1,00 (0,69-1,45) | 1,000 |
| Infección por C.difficile | 11 | 59 | 1,2 (0,37-3,93) | 0,763 | 8 | 21 | 0,50 (0,05-5,51) | 0,571 |
| Hipovitaminosis B12 | 558 | 1710 | 0,80 (0,66-0,98) | 0,028 | 280 | 954 | 0,72 (0,54-0,95) | 0,022 |
| Hipomagnesemia | 67 | 285 | 0,31 (0,17-0,58) | <0,001 | 40 | 198 | 0,47 (0,21-1,05) | 0,065 |
| Hipocalcemia | 528 | 1880 | 0,67 (0,55-0,82) | <0,001 | 264 | 1142 | 0,63 (0,47-0,84) | 0,002 |
| Déficit de hierro | 1043 | 4571 | 0,632 (0,55-0,73) | <0,001 | 324 | 1582 | 0,67 (0,51-0,87) | 0,003 |
IBP: inhibidor de la bomba de protones; IC: intervalo de confianza; OR: odds ratio ajustado por edad, sexo, Charlson, año de la intervención (2017, 2018, 2022), número de visitas a atención primaria y número de medicamentos prescritos. Para las variables «fallecimiento u hospitalización», «fallecimiento» y «hospitalización», se añadió la presencia o no de un ingreso urgente en el año anterior.
La deprescripción puede definirse como el proceso sistemático en el que se identifican y se retiran aquellos medicamentos cuyos potenciales riesgos sobrepasan los potenciales beneficios para conseguir los objetivos terapéuticos en un individuo. Por ello, la deprescripción de IBP es una estrategia clínica cada vez más extendida, especialmente en pacientes en los que la indicación para el tratamiento no es clara en términos del balance beneficio-riesgo.
En el caso de los IBP la prevalencia de usos teóricamente no justificados es elevada2,3; en el año 2016 supuso el 4% de la población navarra y concuerda con el elevado tamaño de nuestra cohorte. La avanzada edad media de la misma, así como la pluripatología, representan fielmente nuestra pirámide poblacional, cada vez más polimedicada y envejecida.
El análisis con minería de procesos pone de relieve que una parte de los pacientes reinician tratamiento tras la deprescripción, lo que podría estar relacionado con la aparición de síntomas digestivos, si bien es cierto que esta relación no puede establecerse con certeza con este diseño observacional. En todo caso, este hecho no se tradujo en un incremento de los ingresos hospitalarios. De igual manera, el análisis muestra que a una proporción de esos pacientes se les vuelve a deprescribir de nuevo el IBP, lo que podría reflejar usos no crónicos que son más adecuados en este tipo de pacientes sin una indicación clara.
El aumento de los efectos adversos esofágicos observado en nuestro trabajo concuerda con la hipersecreción ácida de rebote, efecto ya conocido que puede aparecer tras la deprescripción de los IBP4,15, y motivo por el cual nuestra propuesta de suspensión recomendaba que esta se realizara de manera gradual. El efecto de la reaparición de síntomas sobre la calidad de vida de estos pacientes es un aspecto importante que no se ha evaluado, pero debería plantearse para estudios futuros.
El porcentaje de deprescripción en este estudio (41%) es similar a los reportados en otros, como el de Ayoub et al, que en un estudio prospectivo en pacientes ambulatorios consiguieron un 42% de deprescripción. Nallapeta et al., con una intervención más individualizada que constaba de sesiones semanales a profesionales médicos y educación a los pacientes, consiguieron un 51% de deprescripción de IBP15. En el ámbito hospitalario, en el estudio de Barraquer y Roy se deprescribió el IBP al 49% de los pacientes sin indicación16. Es de destacar que en nuestro estudio se trató de una estrategia poblacional que abarcaba a todas las personas que estaban incluidas en algún cupo de atención primaria.
En esta población, la estrategia de deprescripción de IBP en pacientes sin factores de riesgo de hemorragia digestiva no se asoció con incrementos en mortalidad ni en ingresos hospitalarios. Los resultados apoyan las recomendaciones de la AGA4. La estrategia no presenta un aumento ni en la mortalidad ni en los ingresos, asociándose con una disminución de la variable combinada. Este análisis es precisamente una de las mayores fortalezas de este trabajo, ya que no se ha encontrado en la bibliografía ningún otro estudio que haya investigado el efecto de la deprescripción de IBP en la mortalidad e ingresos hospitalarios. Únicamente se ha encontrado un estudio en el cual el uso de IBP se asoció con un aumento de la mortalidad por todas las causas en comparación con el uso de antagonistas de los receptores H2 (HR 1,25; IC95%: 1,23-1,28). En dicho trabajo los usuarios de IBP también presentaron un mayor riesgo de muerte en comparación con las personas que no usaban IBP y las que no usaban ningún inhibidor de la secreción ácida [(HR 1,15; IC95%: 1,14-1,15); (HR 1,23; IC95%: 1,22-1,24) respectivamente]17.
Al revisar los efectos adversos más característicos de los IBP se observó que los pacientes a quienes se deprescribió el IBP presentaron una menor incidencia de neumonías y de fracturas, similar a algunos estudios18,19. En este punto es importante destacar que se identificaron las neumonías diagnosticadas en atención primaria y en las urgencias hospitalarias, tanto las que terminaron en ingreso hospitalario como las que no. Lo mismo sucedió con las fracturas. De esta manera se disminuyó el riesgo de sesgos por falta de información.
Los resultados observados en este estudio muestran una clara asociación entre el uso de IBP y el déficit de micronutrientes como calcio, magnesio, hierro o vitamina B12, que concuerda con los datos de la literatura existente6,20,21. La infección por C. difficile es un posible efecto adverso recogido en las fichas técnicas que ciertos estudios han observado7,22–24, pero en nuestro trabajo no se ha encontrado asociación, al igual que en otros trabajos25,26. La incidencia de infecciones fue muy baja y por ello el intervalo de confianza es muy amplio y no permite sacar conclusiones. La mayor incidencia de efectos adversos gástricos en los pacientes deprescritos es consistente con la aparición de síntomas asociados a la hipersecreción ácida de rebote4 y resalta la necesidad de informar al paciente sobre ello y de realizar un seguimiento para reinstaurar el tratamiento si los síntomas persisten. No se identificó un mayor número de hemorragias digestivas, la incidencia fue muy baja, coherente con los criterios de inclusión en la cohorte que, entre otros, incluía el tener un bajo riesgo de presentar hemorragia digestiva.
En cuanto al análisis por sexo, la mayor presencia de mujeres se debe, probablemente, a su mayor esperanza de vida, especialmente en la estrategia de 2017 cuya población diana se restringió a mayores de 65 años. Este es el primer estudio en el que se analizan por sexo los resultados, posible gracias al largo tiempo de observación, al gran tamaño muestral y al alto número de eventos que hay en la mayoría de las variables estudiadas. Los resultados fueron consistentes en hombres y en mujeres con la excepción de las fracturas óseas, lo que podría estar relacionado con la mayor prevalencia de osteoporosis en las mujeres, en relación con los cambios hormonales tras la menopausia. Se trata de datos exploratorios que permiten una descripción general que se deberá estudiar en futuros trabajos para ver si este es o no un hallazgo casual.
Una de las mayores fortalezas de este estudio es el elevado tamaño muestral. Esto ha sido posible gracias a que se disponía de una herramienta electrónica que permite la identificación de pacientes candidatos a la estrategia, así como el envío masivo de las propuestas a través de la historia clínica del paciente27. A esto se une el prolongado tiempo de seguimiento que ha permitido analizar los resultados en salud que se pretendían junto a la posibilidad de identificar las complicaciones tanto atendidas en atención primaria como en el hospital, así como los motivos de ingreso hospitalario.
También destaca como fortaleza el escaso nivel de intervencionismo de la estrategia, ya que se trataba de pacientes seleccionados según unos criterios de inclusión consensuados y en ningún momento se bloqueaba la prescripción, sino que quedaba a criterio del profesional médico la decisión de deprescribir o no el IBP, con la ventaja de que no había una vigilancia sobre el profesional y evitando así un posible efecto Hawthorne. En este sentido, se constata una coherencia en la deprescripción, en cuanto a que la retirada de los IBP fue más frecuente en los pacientes con menos comorbilidades.
Otras fortalezas a tener en cuenta son la inclusión de un grupo control, a diferencia de otros estudios revisados en la bibliografía15,28–32, y el análisis estratificado por sexo, que tampoco se ha encontrado en la bibliografía hasta la fecha.
Los resultados de la variable principal están principalmente determinados por el componente de la variable «hospitalización», aunque desde el punto de vista epidemiológico se considerase importante también incluir la mortalidad dentro de la variable principal. Esto podría mejorarse en futuros trabajos que permitan garantizar el peso relativo mediante diseños prospectivos con valoración de riesgos competitivos.
Este estudio tiene varias limitaciones. Al ser un estudio observacional retrospectivo, se enfrenta a posibles sesgos derivados de la calidad de los datos registrados, como el sesgo de selección. Además, la exhaustividad de la información registrada puede estar condicionada por la propia decisión de deprescribir o no (sesgo de información). Como es inherente a la naturaleza observacional del estudio, no se puede descartar la existencia de sesgo de indicación por algún factor de confusión que no se haya tenido en cuenta en el análisis.
Para intentar minimizar sesgos se realizó un emparejamiento según sexo, edad, año de la intervención (2017, 2018, 2022) y las categorías de índice de Charlson, número de visitas a atención primaria y número de medicamentos prescritos. Al no disponer de suficientes registros validados de fragilidad o funcionalidad, se utilizó el índice de Charlson junto con el número de fármacos y las visitas a atención primaria como indicadores sustitutos de complejidad y necesidad de cuidados parcialmente relacionados con la fragilidad, con la limitación que ello supone. Esto podría justificar en parte el efecto protector observado especialmente en las hospitalizaciones. Para mejorar esta limitación en futuros estudios sería muy interesante realizar actuaciones encaminadas a aumentar el registro de los índices de fragilidad y deterioro cognitivo.
ConclusionesLa estrategia de deprescripción en pacientes sin factores de riesgo de hemorragia digestiva alta no se asoció con un aumento de la mortalidad e ingresos hospitalarios, tanto en hombres como en mujeres.
En los pacientes a quienes se deprescribió el IBP se observó una menor incidencia de ingresos, neumonías y fracturas óseas y del déficit de micronutrientes como magnesio, calcio, hierro y cianocobalamina. Con respecto a la aparición de eventos gástricos, se observó un aumento en el riesgo combinado de desarrollar úlceras, gastritis o esofagitis, pero sin conllevar un incremento en el riesgo de complicaciones graves como la hemorragia digestiva alta.
Por tanto, los resultados de la evaluación de esta estrategia de deprescripción de IBP en pacientes sin indicación de tratamiento con la intervención de los y las profesionales médicos de atención primaria y el apoyo de las herramientas informáticas apoyan la viabilidad de estrategias similares, que deberían evaluarse de forma prospectiva.
Consideraciones éticasEste proyecto cuenta con el dictamen favorable del Comité de Ética de la Investigación con medicamentos de la Comunidad Foral de Navarra, en su sesión del 18/05/2022.
Se aprobó la exención del consentimiento informado por las siguientes razones:
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Este proyecto parte de una evaluación con finalidad de mejora de la seguridad de la prescripción y la optimización de la farmacoterapia.
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No es factible la solicitud de consentimiento informado a los pacientes al tratarse de un estudio descriptivo retrospectivo.
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No existe aleatorización ni ninguna intervención por parte de los investigadores del proyecto, por lo que no conlleva ningún riesgo adicional para los pacientes.
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El estudio no implica el acceso a la historia clínica por parte de los investigadores.
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Todos los datos necesarios para el estudio proceden de las bases de datos y, específicamente de BARDENA: base de datos poblacional de Navarra que integra datos de las siguientes fuentes del Servicio Navarro de Salud-Osasunbidea (SNS-O). En esta base los datos se extraen, transforman y cargan asegurando la coherencia de los datos y su anonimización. Los ficheros generados están anonimizados con un identificador individual disociado para que no se pueda identificar.
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Se garantiza la correcta custodia de los datos extraídos mediante la firma de un compromiso de confidencialidad por parte de los investigadores que participan en el estudio. La información obtenida únicamente se emplea para la consecución de los objetivos establecidos en el protocolo del estudio. Se garantiza que dicha información no se empleará para ninguna otra finalidad.
Este proyecto ha podido llevarse a cabo gracias a la financiación obtenida en la convocatoria de subvenciones para la promoción de proyectos de investigación del Departamento de Salud del Gobierno de Navarra en el año 2022.
Conflicto de interesesTodos los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.
Agradecemos la colaboración de los médicos y médicas de atención primaria, en especial de Nuria Goñi; del Servicio de Digestivo del Hospital Universitario de Navarra, y en concreto de Federico Bolado; del Servicio de Sistemas de Información para la Gestión Asistencial y Sanitaria; y de todos los compañeros y compañeras de la Subdirección de Farmacia y Prestaciones que a lo largo del tiempo han participado en el diseño e implementación de la estrategia.
