Efecto de la forma de presentación de los resultados en los ensayos clínicos en la intención de prescripción en atención primaria (página 2)

SUJETOS Y MÉTODO

En los meses de abril y mayo de 2003, tras un estudio piloto con médicos de familia de la provincia de Teruel, se realizó un muestreo por conglomerados de 8 Equipos de Atención Primaria de Ourense (Galicia- España) (tamaño muestral de 26 individuos, considerando un α=0,05, d = 0,1, ί= 0,1 y s = 0,11 con referencia al estudio de Bucher HC et al5), involucrando a 96 médicos de un total provincial de 25614.

Tras asignación aleatoria a cada uno de los grupos de estudio, en una primera fase, se entrevistó a todos los médicos de los Equipos de Atención Primaria mediante cuestionarios distribuidos por sus coordinadores. En ellos se preguntaba la edad, sexo y años de ejercicio de los encuestados, y se reflejaban los resultados de cinco ensayos clínicos sobre diferentes fármacos (estudios A15, B16, C17, D18 y E19), publicados en revistas internacionales, bien sea en forma de datos relativos (reducción del riesgo relativo) (Grupo R1) o absolutos (número necesario de personas a tratar)(Grupo N1). Se pretendía explorar, además de las dislipemias5-9, otras patologías de gran impacto sociosanitario y alta prevalencia en la consulta de Atención Primaria, como síndrome demencial, osteoporosis y tres relativas a patologías cardiovasculares (intolerancia a la glucosa y cardiopatía isquémica, prevención primaria con al menos un factor de riesgo no especificado, y prevención cardiovascular y dislipemia). Estas últimas permitían obviar en parte la controversia existente en la prevención cardiovascular con hipolipemiantes20,21, al tiempo que ofrecían una herramienta de comparación con resultados de otros autores. Para aislar la intervención y evitar posibles contaminaciones con preferencias o conocimientos previos personales, en ningún caso se explicitaron los fármacos empleados. Tampoco se facilitaron intervalos de confianza de los datos revelados, emulando en lo posible la presentación de los resultados de los ensayos de la industria farmacéutica, o los obtenidos de los abstracts22. Algunos estudios diferencian por un lado la percepción de efectividad5,6,10 y por otro, la intención de prescribir5,8-10; aquí sólo se ha preguntado por ésta última, dado que en sí misma integra los diversos aspectos de eficacia, eficiencia y efectividad percibidas de un fármaco. Dicha intención se recogía, para cada estudio, en una escala tipo Likert graduada de 0 («nunca lo prescribiría») a 10 («lo prescribiría siempre»)

En una segunda fase, tras un período de blanqueo de 22,5 ± 4,6 días (rango 17-32 días), los coordinadores entregaron de nuevo a los médicos que respondieron en la primera fase otro cuestionario similar, pero invirtiendo la intervención: al grupo N1 se le presentaban datos relativos (grupo R2) y al grupo R1 se le presentaban datos absolutos (grupo N2), de los mismos estudios anteriores, y en el mismo orden. Para evitar pérdidas, se contactó personalmente varias veces con los coordinadores, implicándolos en la correcta administración y recogida de las intervenciones. Una vez cubiertos, todos los cuestionarios fueron remitidos a los autores personalmente o por correo

Para el análisis de los resultados se utilizaron pruebas de χ2, t de Student simple o para datos apareados y correlación de Pearson según cumpliera, con un error α de 0,05. El análisis de los datos se realizó con la ayuda de los programas estadísticos SPSS 9.0 y EPIDAT 2.1.

RESULTADOS

En la primera fase el grado de participación fue del 68,8% en el grupo N1 (nN1= 31) y del 54,9% en el grupo R1 (nR1= 28) (c2 = -1,63, p = 0,10). El período de blanqueo duró un promedio de 22,50 + 4,6 días (recorrido 17-32 días). En la segunda fase, se perdieron dos casos del grupo N1 (nR2= 29) y un caso del grupo R1 (nN2= 27). No se advirtieron diferencias respecto a edad, sexo o años en ejercicio entre grupos (tabla 1).

Las medias de las puntuaciones emitidas se muestran en la tabla 2 y en la figura 2 se representan sus medianas, rangos intercuartil y valores extremos. No se observa efecto residual (secuencia) en las respuestas para cada uno de los estudios. Se demuestra, sin embargo, un efecto período para el estudio A [(N1R1-R2N2): IC95% (-2,21 ~ -0,62)] que no se manifiesta en ninguno de los demás estudios (tabla 3).

Respecto al efecto global (N1N2-R1R2), excepto en el estudio B, no se encontraron diferencias significativas en la intención de prescripción de los fármacos implicados en función de la forma de presentación de los datos: estudio A: IC95% (-1,55~0,17), estudio B: IC95% (-2,75~ -1,20), estudio C: IC95% (-0,16~1,65), estudio D: IC95% (-0,30~1,44), estudio E: IC95% (-1,22~0,35) (figura 3). No se hallaron relaciones significativas entre las puntuaciones emitidas y variables como la edad, sexo o años de ejercicio (tabla 4).

DISCUSIÓN

La baja participación obtenida en el estudio piloto indujo a modificar el diseño inicialmente previsto, buscando una estrecha implicación de los coordinadores de cada EAP para la administración de los cuestionarios y minimizar las no respuestas y/o pérdidas. Se logró así un porcentaje de respuestas parejo al de estudios similares y acorde con lo esperable en un estudio con cuestionario5,9,10,23.

Dado el pequeño tamaño muestral obtenido a partir de los datos del estudio de Bucher et al (s= 0,11), aunque similar al de otros6,9, se eligió un diseño cruzado: éste permite un número más reducido de sujetos y, sobre todo, a diferencia del ensayo clínico en paralelo, minimiza la variabilidad intraindividual para poder evaluar cambios en la percepción y actitud terapéutica de cada profesional según la información presentada. Su mayor inconveniente deriva de la mayor repercusión de cada pérdida a lo largo del estudio24 (en nuestro caso, sólo 3 pérdidas de 59 participantes en todo el seguimiento).

Numerosos estudios han demostrado una influencia en la intención de prescribir cuando los datos son presentados como datos relativos5-11,25,26, independientemente de variables como la especialidad médica, la experiencia profesional o el lugar geográfico. Además, esta influencia se extendería a pacientes27 y autoridades sanitarias28.

Los resultados obtenidos presentan llamativas características y discrepancias: en primer lugar, el efecto período del estudio A, sin efecto residual, quizás explicable porque las sugestivas cifras presentadas (reducción del 91% del riesgo de Infarto de Miocardio) hubieran inducido en algunos médicos interesados una búsqueda de información suplementaria durante el período de blanqueo. Es posible además que la coincidencia en el tiempo de la presentación del estudio Stop-NIDDM en la provincia por parte de la industria farmacéutica hubiera facilitado la identificación del fármaco implicado. Por otro lado, si sólo nos limitáramos a la primera fase del estudio A (N1 versus R1) tampoco encontraríamos diferencias significativas entre ambos grupos (IC95% (-0,52 ~ 0,62)). En segundo lugar, coincidiendo con otros resultados publicados5,9,10, no se hallan diferencias respecto al sexo, edad y experiencia profesional en años de ejercicio en las puntuaciones emitidas. En tercer lugar, sólo en el estudio B la presentación de los resultados en forma de datos relativos indujo mayor intención de prescribir. Curiosamente, el estudio D referido a patología dislipémica, no arroja diferencias en las respuestas, en contraste con lo obtenido por otros autores, posiblemente explicable por la edad de los participantes en el estudio PROSPER (70-82 años frente a los 40-55 años del Helsinki Heart Study)5,6,8.

A pesar de las ventajas del diseño empleado, somos conscientes de las limitaciones de éste estudio. La homogeneidad de la población encuestada al entrevistar sólo a médicos de familia, y la similitud demográfica de ambos grupos (en cuanto a los datos recogidos), no permiten descartar un sesgo de autoselección de la muestra (al igual que ocurre en estudios similares5,10), y mayor probabilidad de error ß (a priori de 0,1)29. Lamentablemente, no fue posible obtener información de los médicos que no respondieron para compararlos con los que sí lo hicieron. Asimismo, la duración del período de blanqueo de 3 semanas, adecuado para minimizar pérdidas, pudo permitir que algunos facultativos recordaran sus respuestas. No creemos sin embargo, que estos resultados se deban, tal como señalan algunos estudios30-32, al desconocimiento o incomprensión de las medidas de efecto publicadas, al ser éstas de uso cada vez más generalizado y estandarizado (declaración CONSORT)33,34.

Es sabido que en la aceptación de la certeza clínica y su posterior incorporación a la práctica, intervienen numerosos factores no medidos aquí, y no sólo la mera presentación de los datos: la percepción de riesgo de efectos secundarios, la experiencia clínica, los prejuicios previos sobre el tratamiento, los costes, y otros efectos atribuibles a los aspectos estructurales del sistema sanitario y a la propia relación médico-paciente, inmersa, a su vez, en un determinado contexto sociocultural25,35-38. Además los resultados de los estudios clínicos, generalmente procedentes de niveles especializados, se dirigen principalmente a la esfera biomédica del individuo y este reduccionismo dificulta su aplicación en Atención Primaria39. Así, los médicos de familia no se fijarían ya tanto en el contenido, metodología y rigor científico de los ensayos clínicos, sino en la procedencia del estudio y trasladarían, tras un proceso subjetivo de aceptación social, su interpretación a su propio ámbito socioprofesional40. Ello podría explicar que en patologías de alto consenso social y presión mediática (por ejemplo, en la prevención cardiovascular: nuestro estudio B y otros5-10) se premiara la visión de la reducción del riesgo, desestimando el «esfuerzo» a realizar (NNT). Por lo tanto, son precisas investigaciones encaminadas a mejorar la presentación de los datos de la Medicina Basada en el Evidencia para su incorporación a la práctica clínica, pero también en detectar los factores y barreras41 que intervienen en la adopción más o menos rápida de dicha evidencia.

AGRADECIMIENTOS

Al Dr. José Mª Turón Alcaine por su colaboración en la prueba piloto; a los Coordinadores de los Equipos de Atención Primaria de la provincia de Ourense por su colaboración en la administración de los cuestionarios, y a todos los facultativos que emplearon parte de su tiempo para participar en el estudio.

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Gerardo Palmeiro Fernández (1), Inmaculada Casado Górriz (2), Luis A Vázquez Fernández (1) y Gabriel J. Díaz Grávalos (1)

(1) Centro de Salud de Cea. Ourense. (2) Centro de Salud de Allariz. Ourense. Correspondencia: Gerardo Palmeiro Fernández. Feria 9. Cea. 32130Ourense.