Introducción
En España aún no existe la especialidad en Me-dicina de Urgencias y Emergencias (MUE). La
ma-yoría de los servicios de urgencias hospitalarios (SUH) españoles necesitan de la participación de médicos internos residentes (MIR) para llevar a ca-bo su laca-bor asistencial, ya que su dotación de
ORIGINAL
Impacto de una huelga de médicos internos residentes
sobre la eficiencia de un servicio de urgencias
de un hospital universitario
F. JAVIERMONTERO-PÉREZ1, JOSÉMANUELCALDERÓN DE LA BARCA-GÁZQUEZ1,
RAFAELCALVO-RODRÍGUEZ1, LUISMANUELJIMÉNEZ-MURILLO1, ABRILTEJEDOR-BENÍTEZ2, JUANJOSÉROIG-RODRÍGUEZ1
1Unidad de Gestión Clínica de Urgencias, Instituto Maimónides de Investigación Biomédica de Córdoba
(IMIBIC), Hospital Universitario Reina Sofía, Universidad de Córdoba, Córdoba, España. 2School of Nursing Sciences Faculty of Medicine and Health Sciences University of East Anglia Norwich, Reino Unido.
Objetivo:Evaluar los indicadores de actividad asistencial, calidad y coste de producción de pruebas de imagen, análisis clínicos y recursos humanos en un servicio de urgencias hospitalario (SUH) durante una huelga de médicos internos residentes (MIR), frente a un periodo sin huelga.
Método:Estudio observacional transversal analítico en el que se compara un periodo de huelga frente a un periodo normal sin huelga en un SUH de un hospital de tercer nivel (1.319 camas), con una demanda asistencial anual media de 125.000 urgencias. Las va-riables analizadas fueron: número de urgencias atendidas, número de pacientes, nivel de prioridad en triaje,tiempo de espera de primera consulta facultativa, tiempo de perma-nencia en urgencias, tiempo de estancia en el área de observación, tasa de retorno a las 72 horas al SUH, mortalidad en urgencias, proporción de ingresos hospitalarios, número de peticiones de laboratorio realizadas y número de peticiones de pruebas de imagen realizadas (radiología convencional, ecografía y tomografía computarizada).
Resultados:Durante el periodo de huelga no hubo diferencias estadísticamente significativas respecto al periodo sin huelga en los indicadores asistenciales y de calidad. Sí la hubo (p < 0,05) respecto a la tasa de retornos a urgencias en las siguientes 72 horas: 5,6% (IC95% = 4,9-6,3) durante la huelga frente a 6,6% (IC95% = 5,9-7,3%) en el periodo sin huelga. Respecto a los tiempos analizados, sólo hubo diferencia estadísticamente significativa (p < 0,05) en el tiempo de estancia en el área de observación: 15,2 horas (IC95% = 13,8-16,6) frente a 17,7 horas (IC95% = 15,6-19,8). Durante la huelga hubo un significativo des-censo del número medio diario de solicitudes analíticas 174 (IC95% = 161,5-188) frente a 202 (IC95% = 191-213) (p < 0,01); de parámetros analíticos solicitados 3.254 (IC95% = 3.015-3.493) frente a 3.883 (3.671-4.094) (p < 0,0001); y de unidades relativas de valor de laboratorio consumidas 14.752 (IC95% = 13.509-15.995) frente a 17.441 (IC95% = 16.442-18.440) (p < 0,001). Igualmente hubo diferencias estadísticamente signifi-cativas (p < 0,001) en el coste económico de dichas determinaciones. Además, durante la huelga se realizaron significativamente menos pruebas de imagen totales (p < 0,01) funda-mentalmente a expensas de la radiología convencional (p < 0,05). Se observó también me-nor coste económico tanto global (p < 0,01) como por tipo de prueba de imagen.
Conclusiones:Un modelo asistencial mixto formado por médicos de urgencias y resi-dentes de otras especialidades ha resultado menos eficiente que un modelo asistencial formado exclusivamente por médicos de urgencias. [Emergencias 2014;26:443-449]
Palabras clave: Urgencias. Residentes. Huelga. Calidad. CORRESPONDENCIA:
Javier Montero Pérez Servicio de Urgencias
Hospital Universitario Reina Sofía Avda. Menéndez Pidal, s/n 14004 Córdoba, España. E-mail:
javiermonteroperez@wanadoo.es
FECHA DE RECEPCIÓN:
19-9-2013
FECHA DE ACEPTACIÓN:
17-01-2014
CONFLICTO DE INTERESES:
Los autores declaran no tener conflictos de interés en relación al presente artículo.
AGRADECIMIENTOS:
plantilla en relación a la demanda asistencial no es autosuficiente para mantener su actividad las 24 horas de los 365 días del año1, si bien hay SUH que pueden serlo. A diferencia de otros servicios del hospital, en los SUH no autosuficientes los MIR ocupan por tanto un puesto asistencial no cubierto por un facultativo adjunto, y su labor es estrictamente necesaria. La plantilla de médicos (staff) de los SUH asume en estas circunstancias una labor docente, no reconocida oficialmente por el Ministerio de Sanidad, a la que se ve abo-cada por ética profesional y por el buen funciona-miento del SUH. En definitiva, muchas de las plantillas de los SUH están dotadas no para des-arrollar una actividad asistencial autónoma, sino contando con el inexcusable apoyo de los MIR1.
Una reciente huelga laboral mantenida por los MIR de la Comunidad Autónoma de Andalucía, sin ningún tipo de servicios mínimos por ser con-siderados personal en formación, nos ha brindado una oportunidad para analizar la repercusión que la ausencia de éstos tiene sobre la efectividad y eficiencia asistencial de un SUH.
Partiendo de la hipótesis nula de que la ausen-cia de los MIR no tiene ninguna repercusión sobre la efectividad asistencial de un SUH, se diseñó el presente estudio transversal analítico con el objeti-vo principal de conocer el impacto que tiene sobre la actividad asistencial, la calidad y el coste un SUH un modelo mixto de médicos de urgencias/residen-tes (periodo sin huelga o PSH) frente a otro forma-do exclusivamente por médicos de urgencias (pe-riodo de huelga o PH).
Método
Estudio observacional de tipo transversal analítico. El ámbito de estudio es un SUH de un hospital de al-ta complejidad, doal-tado con 1.319 camas que presal-ta asistencia a una población de 788.287 habitantes. El SUH lo integran 277 profesionales, de los que 46 son facultativos de urgencias a tiempo completo y atien-de unas 125.000 urgencias anuales atien-de pacientes con 14 o más años, excepto urgencias obstétrico-gineco-lógicas. El SUH se organiza en 2 áreas: consultas y observación. El área de consultas es atendida de lu-nes a vierlu-nes por 12 adjuntos en turno de mañana, 7 en turno de tarde y 4 en turno de noche. Los fines de semana y festivos, el número total de adjuntos es de 4 durante las 24 horas. El área de observación es atendida de lunes a viernes por 8 adjuntos en turno de mañana, 5 en turno de tarde y 1 en turno de no-che. Los fines de semana y festivos el número de ad-juntos de observación es de 2 durante las 24 horas.
Los MIR se incorporan a las guardias médicas desde las 15 horas a las 8 horas del día siguiente de lunes a viernes y desde las 8 h hasta las 8 h del día siguiente los sábados y festivos. Su distri-bución es de 10 residentes en el área de consultas (7 residentes de primer año, 2 de segundo año y (del lunes 19 de noviembre de 2012 al lunes 3 de diciembre de 2012, ambos inclusive), con ausen-cia completa de residentes, frente a un periodo anterior comprendido entre el lunes 29 de octu-bre de 2012 al 12 de noviemoctu-bre de 2012, ambos inclusive durante el cual la distribución de adjun-tos de urgencias y residentes era la habitual, ante-riormente referida.
Durante este periodo de huelga la ausencia de MIR fue sustituida por un refuerzo de 4 médicos adjuntos en el área de consultas y 2 en el área de observación. Estos refuerzos fueron realizados por los mismos médicos de la plantilla de urgencias, y no se realizó ninguna contratación al efecto. Te-niendo en cuenta que la dotación de nuestro ser-vicio es normalmente autosuficiente en turno de mañana y tarde de lunes a viernes, estos refuerzos desarrollaron su actividad fundamentalmente en turno de noche y fines de semana, duplicando la presencia habitual de adjuntos durante estos tur-nos. Los médicos de plantilla de urgencias son médicos especialistas en Medicina Familiar y Co-munitaria y todos ellos han hecho un Máster Uni-versitario en Medicina de Urgencias y Emergencias como formación específica de posgrado.
al SUH, la mortalidad en urgencias (%), la propor-ción de ingresos hospitalarios, la proporpropor-ción de ingresos en observación, el número de peticiones de laboratorio realizadas, el número de paráme-tros analíticos solicitados, y el número de peticio-nes de pruebas de imagen realizadas totales, de radiología simple, de ecografía y de tomografía computarizada (TC). También se analizó la presión de urgencias, o proporción de ingresos realizados a través del SUH respecto a los ingresos totales del hospital, expresada en porcentaje.
El coste económico de las determinaciones ana-líticas y de las pruebas de imagen fue evaluado mediante el cálculo de sus respectivas unidades re-lativas de valor (URV)3, que expresan el coste eco-nómico para cada procedimiento, es decir cuantas veces más cuesta un procedimiento que otro que se toma como referencia. Para cada prueba de imagen y/o determinación se consideró el valor de URV establecido en los catálogos de URVs del Ser-vicio Andaluz de Salud para el laboratorio clínico4 y de radiología5. Los precios establecidos para cada URV, en el momento del estudio, fueron de 7,85€ para la URV de radiología y de 0,30 € para la de análisis clínicos. Se computaron el número de URV de las determinaciones analíticas, de cada una de las pruebas de imagen y globalmente, así como su coste en euros.
También se evaluó el coste económico en re-cursos humanos de ambos periodos, consideran-do el salario bruto por hora de guardia percibiconsideran-do por los residentes de guardia y por los adjuntos de urgencias en ambos periodos. Para ello, el cos-te unitario por hora de guardia considerado fue para los médicos adjuntos de 15,47€ los días la-borales y 17,29 € los sábados y festivos; para los residentes de primer año de 10,26 € y 11,49 €, respectivamente. Para el residente de segundo año 11,24 € y 12,59 €, respectivamente. Para el
residente de tercer año de 13,11 € y 14,68 €; y para el de cuarto año 14,72 € los laborales y 16,49 € los sábados y festivos. No se evaluaron los costes derivados del salario base de ambos grupos de facultativos por permanecer éste inva-riable en ambos periodos.
Se realizó revisión bibliográfica a través de la Biblioteca Virtual de Andalucía, mediante el busca-dor GERION consultando las bases de datos sobre salud CINAHL, EMBASE, ERIC (USDE), IME–Biome-dicina, MEDLINE, PubMed, y SciELO (Scientific Electronic Library Online), utilizando las palabras clave en castellano: urgencias, residentes, huelga, calidad; y las palabras en inglés: emergency depart-ment, residents, strike, quality. La búsqueda se rea-lizó sin ámbito temporal limitante.
Respecto al análisis estadístico, que se realizó mediante el programa PASW Statistics 18, se apli-có la prueba de normalidad de Shapiro-Wilks para comprobar si la distribución de datos de las varia-bles seguían una distribución normal. En caso de normalidad, se aplicó el test de la t de Student para la comparación de medias independientes. En caso de no normalidad se aplicó el test de Mann-Whitney. Se consideró la significación esta-dística para todo valor de p de 2 colas < 0,05. La medida de centralización empleada fue la media aritmética, expresada con sus respectivos interva-los de confianza al 95% (IC95%).
Resultados
Durante el PH no hubo diferencias estadística-mente significativas respecto al PSH en cuanto al nú-mero medio de urgencias asistidas, núnú-mero medio de ingresos hospitalarios y en observación, número medio de fugas ni en el porcentaje de mortalidad en urgencias (Tabla 1). Se observó un descenso del
pro-Tabla 1.Indicadores de actividad asistencial y calidad del servicio de urgencias en ambos periodos de estudio
Periodo huelga Periodo sin huelga Valor de p
N Media IC 95% N Media IC 95%
Urgencias asistidas* 4.935 329 309-349 4.931 329 309-348 0,98
Ingresos hospitalarios urgentes* 366 24,4 20,0-28,8 400,00 26,7 23,5-29,9 0,38
Ingresos en observación* 426 30,9 27,1-34,7 464 28,4 24,8-32,0 0,30
Nivel de prioridad en triaje*
I 66 4,4 2,9-5,9 73 4,9 3,8-6,0 0,53
II 457 30,5 27,1-33,8 495 33,0 28,6-37,4 0,98
III 2969 197,9 178,0-217,8 2.797 186,5 171,8-201,1 0,99
IV 1305 87,0 72,5-101,5 1403 93,5 80,4-106,6 0,72
V 137 9,1 4,8-13,4 158 10,5 5,4-15,6 0,45
Fugas** 71 5,0 3,6-6,4 75 4,7 3,0-6,4 0,79
Retornos a urgencias en 72 h 98 5,6% 4,9-6,3 84 6,6 % 5,9-7,3 < 0,05
Mortalidad 12 0,3% 0,1-0,4 10 0,2 % 0,1-0,3 0,64
medio de ingresos hospitalarios diarios de 2,27 du-rante el PH. Hubo un descenso respecto a la tasa de retornos a urgencias en las siguientes 72 horas 5,6% (IC95% = 4,9-6,3%) en el PH frente a 6,6% (IC95% = 5,9-7,3%) en el (p < 0,05). La presión de urgen-cias en el PH fue de 33,1% (22,7% a 66,7%) frente a 33,3% (20,9% a 73,8%) en el PNH.
Respecto a los tiempos analizados (Tabla 2), sólo hubo diferencia estadísticamente significativa en el TEAO que fue de 15,2 horas (IC95% = 13,8-16,6 horas) en el PH frente a 17,7 horas (IC95% = 15,6-19,8 horas) en el PSH (p < 0,05). Aunque el TPU medio fue menor en el PH (142 minutos; IC95% = 130-153) frente a los 156,3 minutos (IC95% = 143-170), no hubo diferencias estadísticamente significativas.
En cuanto a la producción y coste de las deter-minaciones de laboratorio (Tabla 3), en el PH hubo un significativo descenso del número medio de soli-citudes de determinaciones analíticas realizadas: 174 (IC95% = 161-188) frente a 202 (IC95% =
191-213) (p < 0,01); del número medio de parámetros analíticos solicitados: 3.254 (IC95% = 3.015-3.493) frente a 3.883 (3.671-4.094) (p < 0,0001); y del número de URV de laboratorio consumidas 14.752 (IC95% = 13.509-15.995) frente a 17.441 (IC95% = 16.442-18.440) en el PSH (p < 0,001). Igualmente hubo diferencias estadísticamente signi-ficativas (P < 0,001) en el coste económico de di-chas determinaciones (Tabla 3).
Durante el PH se realizaron significativamente menos pruebas de imagen totales (p < 0,01) fun-damentalmente a expensas de la radiología con-vencional (p < 0,05) (Tabla 3). No hubo diferen-cias estadísticamente significativas entre las peticiones de ecografía y TC. En la Tabla 3 se ex-pone igualmente el coste económico de las prue-bas de imagen tanto totales como desglosadas (radiología convencional, ecografía y TC), en la que se observa un menor coste económico tanto global (p < 0,01) como por tipo de prueba.
Por último, en la Tabla 4 se expone el coste económico de los recursos humanos utilizados en ambos periodos de estudio, observándose un aho-rro de 28.371€.
Discusión
El presente estudio demuestra que un modelo asistencial mixto formado por médicos de urgen-cias y residentes de otras especialidades
tutoriza-Tabla 2.Indicadores de tiempos asistenciales en ambos periodos de estudio
Periodo huelga Periodo sin huelga Valor de p Media (IC 95%) Media (IC 95%)
TE1ªF (min) 45,9 (40,2-51,5) 44,4 (38,3-50,6) 0,71 TPU (min) 142 (130-153) 156,3 (143-170) 0,093 TEAO (h) 15,2 (13,8-16,6) 17,7 (15,6-19,8) < 0,05 TE1ªF = tiempo de espera para primera consulta facultativa. TPU = tiempo de permanencia en urgencias. TEAO = tiempo de estancia en el área de observación.
Tabla 3.Indicadores de producción de pruebas de imagen y análisis clínicos en ambos periodos de estudio
Periodo huelga Periodo sin huelga Significación
estadística (p)
N Media IC 95% N Media IC 95%
Análisis clínicos
Número de solicitudes de analíticas* 2.618 175 161-188 3.030 202 191-213 < 0,01
Número de parámetros analíticos solicitados* 48.805 3.254 3015-3.493 58.239 3.883 3.671-4.094 < 0,0001
Número URV analíticas 221.278 14.752 13.509-15.995 261.619 17.441 16.442-18.440 < 0,001
Coste URV analíticas 66.383 4.426 4.053-4.798 78.486 5.232 4.933-5.532 < 0,001
Pruebas de imagen – Radiología simple
Número radiografías simples* 3.855 257,00 241,36-272,64 4.246 283,07 269,61-296,52 < 0,05
Número URV radiografías simples* 6.560 437,33 409,26-465,41 7.137 475,80 453,05-498,55 < 0,05
Coste radiografía simple 51.496 3.433 3.213-3.653 53.035 3.536 3.536-3.936 0,63
– Ecografía
Número ecografías* 105 7,00 5,83-8,17 103 6,87 4,88-8,85 0,90
Número URV ecografías 573 38,20 30,44-45,96 621 41,40 29,17-53,63 0,64
Coste ecografías 4.600 307 241-415 4.796 320 225-415 0,81
– Tomografía computarizada
Número tomografía computarizada* 284 18,93 16,73-21,13 313 20,87 18,50-23,23 0,21
Número URV tomografía computarizada 2.651 176,73 143,64-298,83 3.190 212,67 174,48-250,85 0,14
Coste tomografía computarizada 4.600 1.387 1.128-1.647 4796 1.669 1.370-1.369 0,14
– Total pruebas de imagen
Número URV total imagen 9.784 652,27 617,31-687,22 10.948 729,87 682,61-777,12 < 0,01
Coste total imagen 75.791 5.053 4.755-5.351 85.871 5.725 5.351-6.098 < 0,01
dos por éstos, si bien no tiene impacto estadísti-camente significativo sobre determinados indica-dores asistenciales, sí influye significativamente en los costes derivados de la mayor solicitud de prue-bas de laboratorio y de imagen, así como de re-cursos humanos, haciéndolo menos eficiente.
La literatura biomédica internacional ha cons-tatado previamente estos hallazgos, en estudios no muy abundantes, pero con el matiz de que son referidos casi todos ellos a médicos residentes de la especialidad de Medicina de Urgencias6-10. En España, Salazar et al.11realizaron en 2001 un estu-dio similar con resultados similares a los que se unió una reducción significativa del TPU, si bien en ese estudio la huelga no fue de días consecuti-vos, ni afectó al 100% de los MIR. Tampoco se re-alizó en el estudio de Salazar et al.11un análisis de costes ni de potencial ahorro económico. en los tiempos de crisis actuales, que la puesta en marcha de un modelo asistencial formado exclusi-vamente por médicos de urgencias supondría, ex-trapolando nuestros resultados a todo el año, un ahorro mínimo anual de unos 294.489 € en de-terminaciones analíticas y 245.265 € en pruebas de imagen (Tabla 3). Si a estas cifras le añadimos unos 690.361 € en recursos humanos (Tabla 4), el resultado asciende a 1.230.115 € anuales, cifra nada desdeñable. Sin embargo debemos tener en cuenta que el ahorro producido en recursos hu-manos no se podría mantener en el tiempo dado que se produjo como consecuencia de turnos de refuerzo realizados por el propio personal de plan-tilla y que es necesario evaluar qué cantidad de esta cifra sería necesario reinvertir en potenciar la plantilla fija con contrataciones para cubrir los
tur-nos más descubiertos. Habría que invertir parte del ahorro en recursos humanos (al que habría que sumarle los euros pagados por horas extras de jornada complementaria), en la contratación de los médicos necesarios para cubrir las horas ex-tra o de refuerzo, que en el periodo de huelga se han cubierto con médicos del propio servicio. Así, teniendo en cuenta que las horas a reforzar du-rante un año serían de unas 24.000, los facultati-vos necesarios para cubrirlas en horario de jorna-da complementaria serían el resultante de dividir esas horas por las horas máximas de cobertura de un facultativo (aproximadamente 2.304 anuales). Los diez facultativos que resultan supondrían un gasto de alrededor de 700.000 €/año consideran-do que de esa cantidad consideran-dos terceras partes se abonarían en concepto de sueldos y costes deriva-dos y el tercio restante en concepto de horas de jornada complementaria. Aún así, el ahorro en re-cursos humanos sería cercano a los 400.000 € anuales si tenemos en cuenta el precio anual de la jornada complemetaria de los facultativos residen-tes en urgencias (cercano a 1.100.000€).
La realidad asistencial de los SUH españoles es que, a diferencia de otros servicios del hospital, el MIR en urgencias no pertenece al servicio donde presta asistencia, de manera que su vinculación es puntual para la realización de las guardias médi-cas1. Por ello, su implicación es lógicamente distin-ta que en aquellos países donde existe especiali-dad de urgencias, con MIR de la propia especialidad. A la vista de los resultados que mues-tran la mayor eficiencia de un modelo constituido exclusivamente por médicos de urgencias a tiem-po completo que un modelo con MIR de otras es-pecialidades, habría que replantearse la persisten-cia en nuestro SUH de este viejo modelo. Este replanteamiento conduciría además de al ahorro económico objetivado, a evitar el incongruente e inapropiadamente excesivo papel asistencial que los MIR, especialmente del primer año de forma-ción, tienen en un SUH y evitaría el “ruido” que genera la coexistencia de dos tipos de profesiona-les (de plantilla y MIR), sin ninguna relación do-cente oficialmente reconocida por el Ministerio de Sanidad, en un servicio que los acoge por una im-posición laboral de los propios hospitales.
Sería necesario adaptar las plantillas de nuestros SUH para hacerlas autosuficientes y cambiar la con-cepción actual de la participación de los residentes del resto de especialidades para hacerla meramente docente a través de rotaciones como ocurre en otros servicios del hospital1. Por desgracia, la posibi-lidad de ampliar este tipo de estudios para com-probar la eficiencia que aquí proclamamos de este
Tabla 4.Coste económico (en €) de los recursos humanos utilizados en ambos periodos de estudio
Médicos Médicos Refuerzos Total residentes adjuntos médicos de
de urgencias urgencias
Periodo huelga – 18.468 17.241 35.709
Periodo sin huelga 45.612 18.468 – 64.080
Diferencia 28.371
nuevo modelo queda aún lejos de poderse realizar en un país cuyas autoridades no parecen apoyar decididamente la creación de la especialidad, que sin duda impulsaría el desarrollo de la Medicina de Urgencias y Emergencias española.
Entre los probables sesgos a comentar figuran que el estudio se realizó en un solo hospital con una determinada plantilla de profesionales. Los re-sultados obtenidos podrían no ser extrapolables a otros centros o a otras plantillas con distintas ca-racterísticas, ya sea en número o en organización funcional. Por otra parte, no se analizó la satisfac-ción del usuario con ambos modelos asistenciales, lo que hubiera sido interesante. En este sentido, French et al.6 obtuvieron mayor satisfacción con el modelo con residentes. Respecto a la influencia que la distinta disponibilidad de camas hospitala-rias en ambos periodos, que no depende de las habilidades de los médicos de urgencias, podría haber tenido sobre los tiempo asistenciales, TPU y TEAO, estos tiempos no se ven afectados por tal hecho ya que ambos se cierran en el momento en que se decide el alta, no por la salida real del pa-ciente del área de consultas y de observación, res-pectivamente. Por otra parte, la estancia media en hospitalización pudiera haber disminuido durante el periodo de huelga si la ausencia de MIR en las plantas se hubiese traducido también en una ma-yor eficiencia. En este sentido, las cifras de presión asistencial durante ambos periodos fue similar (Ta-bla 1), lo que hace improbable este sesgo.
Es cierto que el grado y el tipo de tutorización de los residentes pueden influir en los resultados. Los residentes en nuestro SUH trabajan bajo su-pervisión, y pueden consultar cuantas dudas ten-gan a su médico adjunto y de acuerdo a un ma-nual de protocolos existente, tras realizar un curso introductorio de urgencias a su incorporación al centro. Requieren autorización para ingresos y al-tas, y deben ajustarse en sus peticiones de prue-bas complementarias a dichos protocolos, si bien no requieren autorización para cada una de ellas. Aunque la tutorización está estandarizada, la su-pervisión por parte de un adjunto que a su vez tiene que ver a sus propios pacientes depende ob-viamente de la presión asistencial que exista, ade-más de otros factores de variabilidad como el can-sancio, relaciones interpersonales, etc.
Por último, señalar que los retornos a urgen-cias en las siguientes 72 horas computados son los acontecidos en el mismo centro, no conside-rándose los producidos en otros hospitales o
cen-tros locales, donde pudieran haber sido revisitados estos pacientes. Y que el análisis no pudo realizar-se realizar-según niveles de gravedad estandarizados, por no disponer el hospital de un sistema de triaje es-tructurado informatizado.
En conclusión, los resultados obtenidos durante el PH (disminución del número de ingresos urgen-tes, del consumo de pruebas de imagen y de labo-ratorio, así como del coste de los recursos huma-nos utilizados) sugieren la mayor eficiencia que en un SUH puede tener un modelo constituido por urgenciólogos frente a un modelo mixto, con resi-dentes. Son precisos estudios en otros hospitales que corroboren estos resultados. De confirmarse, probablemente sería preciso plantearse si en países sin especialidad de urgencias, y por tanto con una Medicina de Urgencias y Emergencias menos des-arrollada, como es el caso de España, los SUH de-berían estar constituidos por una plantilla de médi-cos de urgencias que los haga autosuficientes o continuar con el modelo mixto, con residentes de otras especialidades.
Bibliografía
1 Montero Pérez FJ, Calderón de la Barca Gázquez JM, Jiménez Murillo L, Berlango Jiménez A, Pérez Torres I, Pérula de Torres I. Situación actual de los Servicios de Urgencias Hospitalarios en España (III): Re-cursos materiales y humanos. Perfil profesional del médico de Ur-gencias. EmerUr-gencias. 2000;12:248-58.
2 Montero-Pérez FJ, Calderón de la Barca Gázquez JM, Jiménez Murillo L, Quero Espinosa FB, Gracia García F, Roig García JJ. Gestión clínica de un servicio de urgencias hospitalario mediante un cuadro de mando asistencial específico. Emergencias. 2012;24:476-84. 3 Ballesta AM, Bedini JL, Gaya J, Mas E, Pascual C, Raventós J,
Aproxi-mación al cálculo del coste estándar por determinación: Unidades Relativas de Valor (URV). Todo Hospital. 1994;107:43-50.
4 Catálogo de URVs de Laboratorio Clínico. Actualización 2009. (Con-sultado 1 Julio 2013). Disponible en: http://www.sas.junta-andalu-cia.es/principal/documentosacc.asp?pagina=pr_coan_catalogos 5 Catálogo de URVs de Radiodiagnóstico Convencional. Actualización
2009. (Consultado 1 Julio 2013). Disponible en: http://www.sas.junta-andalucia.es/principal/documentosacc.asp?pagina=pr_coan_catalogos 6 French D, Zwemer Jr. FL, Schneider S. The Effects of the Absence of
Emergency Medicine Residents in an Academic Emergency Depart-ment. Acad Emerg Med. 2002;9:1205-10.
7 Lammers RL, Roiger M, Rice L, Overton DT, Cucos D. The Effect of a New Emergency Medicine Residency Program on Patient Length of Stay in a Community Hospital Emergency Department. Acad Emerg Med. 2003;10:725-30.
8 Harvey M, Al Shaar M, Cave G, Wallace M, Brydon P. Correlation of physician seniority with increased emergency department efficiency during a resident doctors’ strike. NZMJ. 2008;121:59-68.
9 Thornton V, Hazell W. Junior doctor strike model of care: Reduced access block and predominant Fellow of the Australasian College for Emergency Medicine staffing improve emergency department Per-formance. Emerg Med Australas. 2008; 20:425-30.
Impact of a residents’ strike on the efficiency of a teaching hospital’s emergency department
Montero-Pérez FJ, Calderón de la Barca-Gázquez JM, Calvo-Rodríguez R, Jiménez-Murillo LM, Tejedor-Benítez A, Roig-Rodríguez JJ
Objective:To compare health care quality indicators and cost of imaging procedures, laboratory analyses, and emergency department human resources between a period of normal staffing and a period when residents were on strike.
Methods:Cross-sectional study comparing variables during a strike and during normal staffing in a tertiary care hospital emergency department with an annual workload of 125 000 emergencies. Variables analyzed were number of emergencies attended, number of patients, triage priority levels, waiting times until first physician contact, length of stay (LOS) in the Emergency Department, LOS in the observation unit, revisits within 72 hours, mortality in the department, hospital admission rates, number of laboratory tests ordered, and number of images ordered (conventional x-ray, ultrasound, and computed tomography).
Results:No statistically significant differences between periods were detected for care quality indicators. However, the percentage (95% CI) of revisits within 72 hours was lower during the strike period (5.6% [4.9%-6.3%]) than in the control period with normal staffing (6.6% [5.9%-7.3%]) (P<.05). The only significant timing difference was in the mean (95% CI) LOS in the observation area, which was shorter during the strike, at 15.2 (13.8-16.6) hours, than in the control period, at 17.7 (15.6-19.8) hours. The mean number of laboratory tests ordered during the strike was also lower, at 174 (161.5-187.6) tests vs. 202 (191.0-213.0) in the control period (P<.01). Other findings that were lower during the strike were the mean number of laboratory test parameters studied (3254 [3015-3493] parameters during the strike vs. 3883 [3671-4094]; P<.0001) and the number of relative value units (RVU) for tests (14 752 [13 509-15 995] RVUs vs. 17 442 (16 442-18 440) RVUs; P<.001). Expenditure on tests ordered was also significantly different between periods (P<.001). In addition, fewer imaging studies (mainly fewer x-rays) were ordered during the strike (P<.01). Both overall imaging costs and costs per type of imaging study were lower (P<.01).
Conclusions:Emergency department care provided by emergency care physicians working together with residents was less efficient than care provided by emergency physicians working without residents in the department. [Emergencias 2014;26:443-449]
