Download Abordaje de los Trastornos Somatoformes

TÍTULO: Terapia Familiar Breve: Ahorro en el gasto sanitario de la patología somatomorfa.
AUTORES:
Marta Real Pérez
Médico Especialista en Medicina Familiar
Centro de Salud “Puerto Chico” - Santander.
José Luis Rodríguez-Arias Palomo
Dr. en Psicología
Hospital “Virxe da Xunqueira” - Cee (A Coruña).
Jesús Cagigas Viadero
Médico Especialista en Medicina Familiar
Centro de Salud “Cazoña” - Santander.
Mª del Mar Aparicio Sanz
Psicóloga
Unidad Infanto-Juvenil - Santander
Miguel Angel Real Pérez
Médico Especialista en Medicina Familiar
Centro de Salud “Pozuelo 1” - Madrid
Agradecimientos:
Trabajo subvencionado por el Fondo de Investigación Sanitaria -Ministerio de Sanidad y ConsumoExpediente 93/5096
Quedamos muy agradecidos a Beatriz Jiménez Hernando por su solícita labor en la confección de
los gráficos.
INTRODUCCIÓN:
Las quejas somatomorfas representan el cuarto problema más común en la Medicina Familiar; por
delante de enfermedades como la cardiopatía isquémica y la diabetes mellitus(1). Ocupan hasta un
20% de la demanda de los Centros de Atención Primaria(2), y una proporción menor pero
continuada de la demanda de los Centros de Especialidades y de los Hospitales Generales(3).
Cuando persisten más de seis meses se engloban bajo la denominación de Trastornos
Somatomorfos(4) y alcanzan la prevalencia de un 1% de la población general(5). Durante su
evolución es habitual la realización de numerosas pruebas complementarias e interconsultas entre
diversos especialistas, unas veces con el fin de descartar patología orgánica y otras como
consecuencia de las insistentes demandas de nuevas exploraciones. Los pacientes se convierten así
en consumidores tanto de recursos sanitarios como de sucesivas medicaciones y tratamientos
alternativos que, por desgracia, no siempre resulta eficaces, con lo que se reiteran gastos de
atención sanitaria y farmacia ate los mismos síntomas no resueltos o la aparición de síntomas
nuevos.
No se han encontrado estudios que cuantifiquen el gasto que genera este consumo variado de
recursos sanitarios en España, pero –aunque los sistemas sanitarios son diferentes- en EEUU la
patología somatomorfa representa un gasto sanitario entre 6 y 14 veces superior al gasto per
cápita(1,6). Se carece también de datos que cuantifiquen para estos casos la yatrogenia de las pruebas
complementarias y de los sucesivos tratamiento farmacológicos, aunque está claramente descrita(1).
Las consecuencias sociales y, sobre todo, las consecuencias familiares y personales, son difíciles de
detallar y prácticamente imposibles de medir(7).
Para evitar estas consecuencias parece no sólo necesario sino urgente, evaluar la utilidad de los
procedimientos terapéuticos empleados para los Trastornos Somatomorfos, con el fin de conocer su
eficacia, seguridad y coste. Evaluada la eficacia de la Terapia Familiar Breve -TFB- en un contexto
de Atención Primaria(8), se ha pretendido valorar su eficacia, es decir, su trascendencia económica,
estudiando si puede suponer una alternativa de tratamiento que disminuya el gasto sanitario de la
patología somatomorfa.
PACIENTES Y MÉTODOS.
En el seno de un Ensayo Clínico Aleatorio que evaluó la eficacia de la TFB para Trastornos
Somatomorfos en consultas programadas de Atención Primaria frente a otros tipos de atención
médica(8), se recogieron de las historias clínicas de los 18 pacientes del “Grupo Tratamiento” y de
los 16 pacientes del “Grupo Control”, las siguientes variables de gasto sanitario: 1) Número de
consultas la Equipo de Atención Primaria -EAP-, se contabilizaron únicamente las consultas
referidas al Trastorno Somatomorfo; 2) Número de interconsultas con especialistas; 3) Número de
visitas a urgencias hospitalarias; 4) Número total de pruebas complementarias; 5) Días de
incapacidad laboral transitoria -ILT-; 6) Medicación consumida: se categorizó en “No medicación”
–para aquellos pacientes que no hubieran tomado ningún fármaco- y “Sí medicación” –para
aquellos que tomaron alguno-, entre estos últimos, el consumo se calificó como “Alto”, cuando
habían tomado cuatro o más fármacos diferentes o algún fármaco durante más de 10 semanas y
como “Bajo”, cuando habían consumido menos de cuatro fármacos diferentes o algún fármaco diez
semanas o menos. Estas seis variables se contabilizaron en dos periodos: los seis meses anteriores
al comienzo del Ensayo Clínico –“Antes”- y los seis meses posteriores –“Después”-, durante los
cuales el “Grupo Tratamiento” se sometió a TFB y el “Grupo Control” quedó bajo el tratamiento de
su médico de cabecera.
La evaluación del gasto sanitario se realizó comparando los valores de las variables de gasto
sanitario obtenido en los dos grupos para los periodos “Antes” y “Después”, y comparando
asimismo, los cambios que supusieron los valores obtenidos en el periodo “Después” con respecto
al periodo “Antes”. El “Grupo Tratamiento” se subdividió en dos apartados al finalizar la terapia(1):
A) “Grupo Éxito”, pacientes con resultado terapéutico favorable (61,1,%); “Grupo Fracaso”,
pacientes con los que no se obtuvo éxito terapéutico (38,9%). Las comparaciones de evaluación del
gasto sanitario se realizaron también entre ambos subgrupos, y entre ellos y el “Grupo Control”.
Las variables continuas se analizaron mediante ANOVA y se compararon mediante la prueba de
significación t-test de diferencia de medias. El consumo de medicación fue evaluado mediante Chicuadrado. La informatización de todos los datos anteriores se realizó en un ordenador Macintosh,
utilizando el programa Stat View para el análisis.
RESULTADOS:
Las variables de gasto sanitario en el periodo “Antes” –seis meses antes de comenzar el Ensayo
Clínico- no detectaron diferencias estadísticamente significativas entre los grupos. Los resultados
fueron:
1) Nº de consultas al EAP: “Grupo Tratamiento”, M = 4,11; DT = 2,47. “Grupo Control”:
M = 3,65; DT = 2,47.
2) Nº de interconsultas: “Grupo Tratamiento”, M = 1,33; DT = 2,80. “Grupo Control”: M =
0,12; DT = 0,34.
3) Nº de urgencias: “Grupo Tratamiento”, M = 0,44; DT = 0,92. “Grupo Control”: M =
0,18; DT = 0,40.
4) Nº de pruebas complementarias: “Grupo Tratamiento”, M = 0,94; DT = 1,34. “Grupo
Control”: M = 0,56; DT = 0,89.
5) Días de ILT: “Grupo Tratamiento”, 3 personas (27,27%) se encontraban en situación de
ILT al comenzar, 2 por un periodo superior a seis meses y uno con periodos previos de
baja laboral de duración variable; la media de días de ILT en este grupo fue de 46,09
días (DT = 79,68). “Grupo Control”, ningún paciente se encontraba en ILT al comienzo
del estudio, ni había tenido previamente periodos de baja laboral superiores a seis
meses; la media de días de baja laboral fue de 3,42 días (DT = 8,22).
6) Consumo de medicación, “Grupo Tratamiento”, NO habían tomado medicación el
33,3% de los pacientes y SÍ la habían tomado el 66,7% -con consumo “Alto” el 50% y
consumo “Bajo” el 16,7%-. “Grupo Control”, NO habían tomado medicación el12,5%
de los pacientes y SÍ la habían tomado el 87,5% -con consumo “Alto” el 56,2% y
consumo “Bajo” el 31,2%-. Las diferencias iniciales en el consumo de medicación de
cada grupo no resultaron estadísticamente significativas.
Con respecto a las variables de gasto sanitario en el periodo “Después”, es decir, en los seis meses
posteriores al comienzo del Ensayo Clínico, se encontró:
1) Nº de consultas al EAP: “Grupo Tratamiento”, M = 1,55; DT = 2,47. “Grupo Control”:
M = 2,68; DT = 2,30. La diferencia no fue estadísticamente significativa. Dividiendo el
grupo de tratamiento con respecto al resultado terapéutico, los resultados fueron: “Grupo
Éxito”, M = 1,18. DT = 2,04. “Grupo Fracaso” M = 2,14. DT = 2,42. El análisis de
variaba entre los tres grupos revela como estadísticamente significativa la diferencia
entre el “Grupo Éxito” y el “Grupo Control” (p<.004).
2) Nº de interconsultas: “Grupo Tratamiento”, M = 0,38; DT = 0,97. “Grupo Control”: M =
0,18; DT = 0,40. La diferencia no fue significativa.
3) Nº de urgencias: “Grupo Tratamiento”, M = 0,22; DT = 0,73. “Grupo Control”: M =
0,75; DT = 0,30. La diferencia no fue significativa.
4) Nº de pruebas complementarias: “Grupo Tratamiento”, M = 0,33; DT = 0,97. “Grupo
Control”: M = 0,50; DT = 0,89. La diferencia no fue significativa.
5) Días de ILT: “Grupo Tratamiento”, 64,9 (DT = 80). “Grupo Control”, ningún pacientes
estuvo en situación de ILT después de ser incluido en el estudio. La diferencia fue
estadísticamente significativa (p<.049). Dividiendo el grupo de tratamiento según el
resultado terapéutico, los resultado fueron: “Grupo Éxito” M = 43,75 días (DT = 64,24).
“Grupo Fracaso”, M = 121,33 días (DT = 105,08). No hubo significación estadística.
6) Consumo de medicación, “Grupo Tratamiento”, NO tomó medicación el 50% de los
pacientes y SÍ la tomó el otro 50% -con consumo “Alto” el 22,2% y consumo “Bajo” el
27,7%-. “Grupo Control”, NO tomó medicación el 6,25% de los pacientes y SÍ la tomó
el 93,75% -con consumo “Alto” el 50% y consumo “Bajo” el 43,75%-. La diferencia
entre consumidores y no consumidores de ambos grupos (ver Figura 1) fue
estadísticamente significativa (p<.0052).
GRUPO
TRATAMIENTO TFB
GRUPO
CONTROL
100%
100%
90%
90%
80%
33,3%
80%
50,0%
70%
60%
6,2%
12,5%
70%
31,2%
43,7%
60%
16,7%
50%
50%
40%
27,7%
30%
40%
30%
50,0%
20%
56,2%
50,0%
20%
22,2%
10%
0%
10%
0%
ANTES
CONSUMO ALTO
DESPUÉS
CONSUMO BAJO
SIN MEDICACION
ANTES
CONSUMO ALTO
DESPUÉS
CONSUMO BAJO
SIN MEDICACION
Figura 1. Consumo de medicación durante los seis meses anteriores al comienzo del estudio –“Antes”- y durante los
seis meses posteriores –“Después”- en los Grupos de Tratamiento TFB y Control.
Con respecto a los cambios en el Gasto Sanitario de cada grupo entre los periodos “Antes” y
“Después” del comienzo del Ensayo Clínico, se obtuvieron los siguientes resultados:
1) Nº de consultas al EAP: “Grupo Tratamiento”, la media de consultas descendió en 2,55
puntos. “Grupo Control”, la media de consultas descendió en 0,87. Dividiendo el
“Grupo Tratamiento” según el resultado terapéutico, los resultados fueron: “Grupo
Éxito”, la media descendió en 3,18 consultas. “Grupo Fracaso”, la media descendió en
1,57 consultas. El análisis de varianza entres estos datos (ver figura 2) resultó
estadísticamente significativo (p<.016).
2) Nº de interconsultas: “Grupo Tratamiento”, el número medio descendió en 0.94; “Grupo
Control”, aumentó el 0,06. La diferencia no fue estadísticamente significativa.
3) Nº de urgencias: “Grupo Tratamiento”, la media de consultas descendió en 0,22. “Grupo
Control”: aumentó en 0,56. La diferencia no fue significativa.
4) Nº de pruebas complementarias: “Grupo Tratamiento”, el número medio descendió en
0,61. “Grupo Control”, el descenso fue de 0,06. La diferencia no resultó
estadísticamente significativa.
5) Días de ILT: “Grupo Tratamiento”, la medía de días de ILT aumentó en 18,81 días.
“Grupo Control”, disminuyó en 3,42 días. La diferencia entre ambas fue
estadísticamente significativa (p<.02)
6) Consumo de medicación, “Grupo Tratamiento”, todos los pacientes que NO consumían
medicación continuaron sin hacerlo, salvo un paciente que consumió un medicamento
entre la derivación y el principio del tratamiento; de los pacientes con consumo “Alto”,
3 descendieron su consumo a bajo (16,6%) y 2 dejaron de consumir medicación
(11,1%); de los que tenían consumo “Bajo”, ninguno pasó a consumo “Alto” y 2 dejaron
de consumir medicación (11,1%). “Grupo Control”, todos los pacientes que consumían
medicación continuaron haciéndolo; todos los pacientes con consumo “Bajo”
mantuvieron el mismo consumo y 1 que NO consumía medicación pasó a consumo
“Bajo” (6,2%); de los pacientes con consumo “Alto”, 1 descendió a consumo “Bajo”
(6,2%). Las diferencias fueron estadísticamente significativas.
Nº MEDIO DE
CONSULTAS
5,00
4,36
3,85
3,71
4,00
3,00
2,14
2,08
2,00
1,18
1,00
0,00
GRUPO ÉXITO
GRUPO FRACASO
ANTES
GRUPO CONTROL
DESPUÉS
Figura 2. Número de consultas al Equipo de Atención Primaria durante los seis meses anteriores al comienzo del
estudio –“Antes” y durante los seis meses posteriores –“Después”-.
DISCUSIÓN:
El mayor gasto ocasionado por la patología somatomorfa se produce al comenzar el trastorno, hasta
que es diagnosticado como tal; posteriormente el gasto disminuye(9), pero se mantiene un nivel de
gastos a expensas de nuevos síntomas o de los mismo no resueltos. Este es el caso de la muestra
estudiada. Los dos grupos –Tratamiento con TFB y Control- en los que se dividió, ocasionaban un
gasto sanitario similar antes de comenzar este estudio. La situación al proporcionarse el tratamiento
con TFB a uno de ellos, cambió de la siguiente manera:
1. Los pacientes con los que se realizó TFB con resultado exitoso ocasionaron un menor número
de consultas al médico de cabecera que el grupo de control (p<.004); esto supuso una
disminución significativa de las demandas realizadas al médico de cabecera (p<.016). Este
resultado era de esperar, ya que a los pacientes del grupo de tratamiento TFB se les atendió en
consultas programadas específicas, generalmente las demandas de éstos a su médico de
cabecera se redujeron a aspectos del síntoma que no entraban en las competencias de la médico
que proporcionó el tratamiento TFB(8), como consultas sobre medicación. Este dato confirma
que dedicar un tiempo específico programado a este tipo de pacientes permite organizar su
tratamiento y disminuye el tiempo que es preciso dedicarles durante la consulta a demanda(1).
2. El consumo de medicación fue significativamente menor en el “Grupo Tratamiento” que en el
“Grupo Control” durante los seis meses posteriores a iniciarse el estudio (p<.0052). Resulta
clínicamente relevante la disminución en el consumo de medicación del “Grupo Tratamiento”
con respecto a su nivel inicial de medicación y con respecto al aumento del consumo producido
en el “Grupo Control” (ver figura 2). Este es el dato que nos parece más sobresaliente en cuanto
a la disminución del gasto sanitario que puede suponer aplicar el tratamiento TFB. Además, los
tratamientos farmacológicos empleados para quejas somatomorfas tienen una eficacia muy
dudosa y, por tanto, suelen representar gastos superfluos, sin que los efectos que se persiguen
con ellos puedan compensar su potencial -yatrogéno(10). Es respecto de esta variable dono un
análisis coste/eficacia(11) podría apoyar de forma más contundente la conveniencia de dedicar
recursos a la formación del personal de Atención Primaria en tratamientos alternativos a los
fármacos, al menos para este tipo de trastornos.
3. En cuanto al número de días de Incapacidad Laboral Transitoria, apareció una diferencia
estadísticamente significativa a favor del “Grupo Tratamiento”, sin embargo, la situación inicial
de los dos grupos –tres pacientes del “Grupo Tratamiento” de baja laboral frente a ninguno del
“Grupo Control”- invalida las comparaciones.
El resto de las variables con las que fue evaluado el gasto sanitario no alcanzaron diferencias
estadísticamente significativas debido, posiblemente, a la escasez de la muestra, ya que el número
de interconsultas y el de visitas a urgencias descendió en el “Grupo Tratamiento” para aumentar en
el “Grupo Control” y el número de pruebas complementarias descendió más en el “Grupo
Tratamiento” que en el “Grupo Control”.
Otras series tratadas previamente mediante TFB recogen sólo un 13% de recaídas de los pacientes
que inicialmente fueron considerados éxito terapéutico(12). Si esto es así en un seguimiento a más
largo plazo de nuestros pacientes sucederá que la mitad del grupo tratado con TFB no volverá a
ocasionar demanda por somatización, por lo que al cálculo coste/eficacia de la intervención TFB
frente a otras intervenciones posibles en Atención Primaria habrá que añadir el ahorro en los gastos
que previsiblemente hubieran ocasionado los síntomas de aquellos pacientes que ya han resuelto su
trastorno; gastos que, por tanto, no se producirán.
No ha sido posible realizar una estimación numérica que indique cuál ha sido exactamente el gasto
por paciente, ya que no se han encontrado datos específicos sobre los costes de cada intervención.
De todas formas, lo esencial no era evaluar la cuantía total de los gastos, sino las diferencias entre
los gastos de un grupo con respecto al otro1; los resultados representan, por lo tanto, sólo una
aproximación relativa del gasto de cada grupo durante un mismo periodo de tiempo. Debido a que
sólo contábamos con seis meses para captar sujetos y con otros seis meses para que todos los
tratamientos estuvieran concluidos y el estudio finalizado, ha sido necesario limitarnos a hacer
comparaciones antes-después de la inclusión de cada sujeto en el estudio, lo que casi equivale a
decir que son comparaciones entre gastos antes del tratamiento y gastos durante el tratamiento.
Sería de desear poder prolongar el estudio de manera que pudiéramos medir periodos antes-después
del tratamiento, como suele recomendarse(14). De haber dispuesto de más tiempo, hubiera sido
posible también ampliar el tamaño de la muestra para alcanzar resultados más concluyentes en
aquellas variables en las que sólo ha sido posible detectar significación clínica. Todas las
estimaciones cuentan con la limitación de que los datos están recogidos de las historias clínicas,
necesariamente incompletas, y cuyas anotaciones pueden haber variado cualitativa o
cuantitativamente en los seis meses siguientes al inicio del estudios por el hecho de participar en
Las categorías en las que se ha agrupado el consumo de medicación tienen la única finalidad de poder comparar las
variables en la medicación de ambos grupos, y carecen de valor descriptivo.
1
él2. Esperamos que nuevas investigaciones soslayen estas dificultades y limitaciones para ampliar
la base en la que apoyar nuestras conclusiones.
CONCLUSIONES:
El tratamiento de los Trastornos Somatomorfos mediante Terapia Familiar Breve dedicando para
ello un tiempo específico de la consulta programada, resulta más barato que otros tratamientos
administrados en las consultas de Atención Primaria, ya que: 1) al ser más breve y eficaz que otros
tratamientos, acorta la duración del trastorno(8); 2) reduce significativamente el gasto sanitario en
concepto de medicación; y 3) posibilita prescindir de pruebas complementarias e interconsultas
innecesarias.
El coste de esta intervención –formación en Terapia Familiar Breve del médico de cabecera y
tiempos de consulta programada(8)- puede ser inferior al coste total de la atención sanitaria dedicada
al tratamiento de los Trastornos Somatomorfos.
Por tanto, el Modelo de Terapia Familiar Breve puede resultar una alternativa eficiente para tratar
los Trastornos Somatomorfos desde la Atención Primaria de Salud.
BIBLIOGRAFÍA:
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the expenditures and outcomes of care for patients with somatization disorder. Med Care 1992;
30: 811-821.
Durante los seis meses anteriores no se sabía que los datos de la historia clínica iban a ser estudiados y en los seis
meses posteriores se sabía que formaban parte de un Ensayo Clínico, cuya evaluación se iba a realizar precisamente
mediante sus registros. Cabe pensar que de haberse omitido datos es más fácil que esto haya ocurrido en los meses
anteriores, que en los posteriores al inicio del estudio.
2
10. Andersen S, Herr B. The recognition, diagnosis and treatment of mental disorders by primary
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11. Robinson R. Economic analysis and health care: Cost-effectiveness analysis. Br. Med J 1993,
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12. Pérez Grande MD. Evaluación de resultados en Terapia Sistémica Breve. Cuadernos de
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