Incidencia de hipoacusia y su relación con factores de riesgo, en pacientes del servicio de neonatología, Hospital Latinoamericano, Cuenca-Ecuador. 2015

ANTECEDENTES: Conocer el funcionamiento del sistema auditivo es de interés para los profesionales, por esto la detección temprana de hipoacusia es importante. OBJETIVO GENERAL: Determinar la incidencia de hipoacusia y su relación con factores de riesgo, en pacientes del Servicio de Neonatología, Hospital Latinoamericano, Cuenca - Ecuador, 2015. METODOLOGÍA: Es un estudio prospectivo analítico, la muestra de 50 pacientes cumplieron los criterios de inclusión y exclusión, los factores de riesgo se recolectaron en un formulario elaborado por los autores. Para la formulación y análisis de tablas estadísticas se utilizó Microsoft Office Excel 2007 y SPSS. Medidas Estadísticas: Riesgo Relativo, Índice de Confianza, y valor de P. RESULTADOS: La incidencia de hipoacusia detectada por OEA fue de 20 (40%) de 50 pacientes. El grupo etario con mayor incidencia de hipoacusia fueron pacientes entre 1 y 5 días de nacidos. Los factores de riesgo más frecuentes fueron PREMATURIDAD y APGAR al minuto deprimido, ambos con 28 casos (56%). El sexo MASCULINO con un 60% del total de hipoacusias detectadas fue el de mayor incidencia. Los factores de riesgo estadísticamente significativos, fueron MANIFESTACIONES NEUROLÓGICAS, con un RR=3.31 (IC95%: 2.10 – 5.21) y valor p = 0.001 y MALFORMACIONES CONGENITAS con un RR=2.88 (IC95%: 1.94 – 4.27) y valor p=0.021. CONCLUSIONES: Determinar la incidencia de hipoacusia mediante OEA es importante para llegar a un diagnóstico definitivo mediante la prueba de Potenciales Evocados y lograr un tratamiento temprano y adecuado, además de un control epidemiológico propio para detectar factores de riesgo asociados

Comparación entre los pacientes con diagnóstico clínico de EPOC vs los confirmados por Espirometría en un hospital de segundo nivel en Bogotá DC, 2011

Introducción: La enfermedad pulmonar obstructiva crónica (EPOC), está caracterizada por la limitación del flujo aéreo, de forma progresiva y casi irreversible, asociada a la reacción inflamatoria atribuida a diferentes factores, principalmente a la exposición al humo de tabaco. Es considerada un problema de salud pública en Colombia y en el mundo, con un aumento acelerado de la condición crónica en la actualidad. Objetivo: Identificar las diferencias sociodemográficas, clínicas y de tratamiento, entre los pacientes con diagnóstico clínico y espirométricos de EPOC vs los pacientes con diagnóstico clínico y descartados por espirometría en el Hospital de Suba. Material y Métodos: Estudio observacional, descriptivo, retrospectivo como un componente exploratorio para comparar los grupos con diagnóstico de EPOC clínico y confirmado o descartado por espirometría, entre Enero y Agosto del 2011. Se utilizó estadística descriptiva para calcular las medidas de tendencia central, los datos cuantitativos se expresaron como la media de la variable ± desviación estándar, y los cualitativos como porcentaje, la t de Student para analizar diferencia de las variables cuantitativas de medias entre grupos y la prueba de Pearson para analizar la relación entre los datos cualitativos para aquellos con valores esperados menores a 5 se aplicó test exacto de Fisher, tuvimos en cuenta un α de 0.05 para el análisis bivariado y medidas de asociación. Todos los análisis se realizaron con el paquete estadístico SPSS 19,0 Versión corporativa. Resultados: De los 398 pacientes, solo 287 cumplían con criterios de inclusión. El promedio de edad del total de los pacientes fue de 70,29 + 11,18 años, y 59,5% de la población fue de sexo femenino. Del total de pacientes evaluados, 171 pacientes (59.6%) se descartó el diagnóstico de EPOC (VEF1/ VEC > 0,70). Al comparar los grupos de pacientes a los que se les confirmo el diagnóstico de EPOC contras los descartados por espirometría se encontró que no hay diferencias estadísticamente significativas entre la edad; en los pacientes con EPOC predomino el sexo femenino (p 0.02); en los factores de riesgo existe clara asociación entre EPOC y la exposición a humo de leña (p <0.001), y en cuanto al tabaquismo solo se encontró asociación con ex fumador (p 0,011). Para analizar las diferencias en el tratamiento se estratifico por las posible combinaciones de inhaladores con o sin teofilina, encontrando una diferencia estadísticamente significativa para los tratamientos de tres inhaladores (p 0,015), dos inhaladores + teofilina (p 0,05), tres inhaladores + teofilina (p <0.001), y en los pacientes no tratados (p <0,001).

Barreras y oportunidades para el acceso a los abortos legales en los servicios de salud públicos: servicio de atención integral de los abortos legales en un hospital público.

Presentación en la Segunda Conferencia Subregional del Cono Sur del Consorcio Latinoamericano contra el Aborto Inseguro (CLACAI. Buenos Aires, 4 y 5 de noviembre de 2013.

Una experiencia de articulación Hospital publico.

Presentación en la Segunda Conferencia Subregional del Cono Sur del Consorcio Latinoamericano contra el Aborto Inseguro (CLACAI. Buenos Aires, 4 y 5 de noviembre de 2013.

Estudio comparativo entre el partograma del CLAP y el partograma de la OMS en embarazadas del Hospital Vicente Corral Moscoso de Cuenca, Ecuador

Estudio descriptivo cumplido en el Servicio de Obstetricia del Hospital Vicente Corral Moscoso de Cuenca, Ecuador, con una muestra de 500 parturientas que ingresaron al estudio en la fase activa del parto con dilatación de 4 a 9 cm. Ciento noventa y seis de ellas ingresaron con 4 cm de dilatación, con esta información se elaboró un partograma con los valores del percentil 90. Resultados: El promedio para la muestra fue de 23,9 ñ 5,9 años, mediana de gestas 2 (IP25-75: 1-3) y rango de 0 a 12, mediana de partos 1 (IP25-75: 0-1) y rango de 0 a 11. La edad gestacional fue de 39,4 ñ 1,03 semanas. El partograma de la OMS reconoció como partos normales el 54.0(n = 270) y el del CLAP el 48,2(n = 241). OR 1,26 (IC950,98 - 1,62) La diferencia no fue significativa (P = 0,066). En la zona de alerta el partograma del CLAP identificó 7,4de partos más que el de la OMS (P = 0,015). En la zona de acción ambos partogramas tuvieron resultados similares (P = 0,415). Con el partograma de la OMS se identificó un 46,0de partos prolongados y con el partograma del CLAP un 51,8(P = 0,076). Hubo 3 RN con Apgar menor que 7, que nacieron en la zona de alerta entre la 1ª y 3ª h, en ambos partogramas. La curva de nuestro partograma (P90) se desplaza a la derecha con una diferencia de 401 min del partograma de la OMS y 311 del CLAP, entonces el P90 del partograma de OMS y CLAP correspondería al P66 de nuestras maternas. Conclusión. Nuestro partograma debe tener una línea o curva de alerta que tiene como coordenadas: de 4 a 5 cm, 210 min; de 5 a 6 cm, 180 min; de 6 a 7 cm, 65 min; de 7 a 8 cm; 100 min; de 8 a 9 cm, 75 min; de 9 a 10 cm, 79 min y de 10 cm hasta el parto: 52 min. Al término del parto se desplaza 401 min del partograma de la OMS y 311 mindel CLAP

Validación de curvas antropométricas de crecimiento intrauterino: Hospital Vicente Corral, Cuenca, Ecuador, 2013

Se realizó un estudio transversal en el Hospital Vicente Corral de Cuenca (Ecuador) en febrero-agosto de 2013, para la valoración de las curvas intrauterino del Centro Latinoamericano de Atención Perinatal (CLAP), Olsen, Alarcón-Pittaluga, Lubchenco-Bataglia y Babson-Benda con el objetivo de identificar el patrón antropométrico de crecimiento fetal más adecuado para la clasificación de los recién nacidos hasta que el Ecuador cuente con patrones propios. La muestra se conformó con neonatos, cuyas madres eran menores de 21 años. Se incluyó a niños nacidos vivos, con edad gestacional entre 22 y 42 semanas cumplidas y que contaron con todas las medidas antropométricas. Se excluyó a niños con malformaciones congénitas mayores. Se valoraron la sensibilidad, especificidad e índice kappa de Cohen de las curvas antropométricas estudiadas según las variables peso, talla, perímetro cefálico y sexo del recién nacido. Las curvas del CLAP (36.6-43.5%) y de Olsen (37.0-40.9%) identificaron porcentajes similares de PEG15. Las curvas de Babson-Benda detectaron muy pocos PEG (1.3-2.8%). Para la variable peso: las curvas de Olsen presentaron alta sensibilidad (81.8-97.6%), muy altas especificidad (91.8-97.5%) e índice kappa (0.807-0.873). Las curvas de Alarcón-Pittaluga tuvieron muy buena sensibilidad (98.2-99.5%); buena especificidad (74.9-77.9%) e índice kappa (0.707-0.717). Las curvas de Lubchenco-Bataglia presentaron baja sensibilidad (40.0-42.8%), muy buena especificidad (99.3-100.0%) y moderado índice kappa (0.449-458). Las curvas de Babson-Benda presentaron muy baja sensibilidad (3.5-6.4%), muy buena especificidad (100.0%) y pobre índice kappa (0.044-0.072). Se concluye que se deben utilizar las curvas antropométricas de Olsen hasta que el Ecuador cuente con curvas propias. No se recomienda utilizar las curvas de Babson-Benda ni de Lubchenco-Bataglia.

Correcting for bias when estimating the cost of hospital-acquired infection : an analysis of lower respiratory tract infections in non-surgical patients

Hospital acquired infections (HAI) are costly but many are avoidable. Evaluating prevention programmes requires data on their costs and benefits. Estimating the actual costs of HAI (a measure of the cost savings due to prevention) is difficult as HAI changes cost by extending patient length of stay, yet, length of stay is a major risk factor for HAI. This endogeneity bias can confound attempts to measure accurately the cost of HAI. We propose a two-stage instrumental variables estimation strategy that explicitly controls for the endogeneity between risk of HAI and length of stay. We find that a 10% reduction in ex ante risk of HAI results in an expected savings of £693 ($US 984).

The STRATIFY tool and clinical judgment were poor predictors of falling in an acute hospital setting

Objective: To compare the effectiveness of the STRATIFY falls tool with nurses’ clinical judgments in predicting patient falls. Study Design and Setting: A prospective cohort study was conducted among the inpatients of an acute tertiary hospital. Participants were patients over 65 years of age admitted to any hospital unit. Sensitivity, specificity, and positive predictive value (PPV) and negative predictive values (NPV) of the instrument and nurses’ clinical judgments in predicting falls were calculated. Results: Seven hundred and eighty-eight patients were screened and followed up during the study period. The fall prevalence was 9.2%. Of the 335 patients classified as being ‘‘at risk’’ for falling using the STRATIFY tool, 59 (17.6%) did sustain a fall (sensitivity50.82, specificity50.61, PPV50.18, NPV50.97). Nurses judged that 501 patients were at risk of falling and, of these, 60 (12.0%) fell (sensitivity50.84, specificity50.38, PPV50.12, NPV50.96). The STRATIFY tool correctly identified significantly more patients as either fallers or nonfallers than the nurses (P50.027). Conclusion: Considering the poor specificity and high rates of false-positive results for both the STRATIFY tool and nurses’ clinical judgments, we conclude that neither of these approaches are useful for screening of falls in acute hospital settings.

Determinants of pre-hospital care non-usage for patients with emergency care needs [including commentary by Snooks H.]

Objective-To establish the demographic, health status and insurance determinants of pre-hospital ambulance non-usage for patients with emergency medical needs. Methods-Triage category, date of birth, sex, marital status, country of origin, method and time of arrival, ambulance insurance status, diagnosis, and disposal were collected for all patients who presented over a four month period (n=10 229) to the emergency department of a major provincial hospital. Data for patients with urgent (n=678) or critical care needs (n=332) who did not use pre-hospital care were analysed using Poisson regression. Results-Only a small percentage (6.6%) of the total sample were triaged as having urgent medical needs or critical care needs (3.2%). Predictors of usage for those with urgent care needs included age greater than 65 years (prevalence ratio (PR)=0.54; 95% confidence interval (CI)= 0.35 to 0.83), being admitted to intensive care or transferred to another hospital (PR=0.62; 95% CI=0.44 to 0.89) or ward (PR=0.72; 95% CI=0.56 to 0.93) and ambulance insurance status (PR=0.67; 95% CI=052 to 0.86). Sex, marital status, time of day and country of origin were not predictive of usage and non-usage. Predictors of usage for those with critical care needs included age 65 years or greater (PR=0.45; 95% CI=0.25 to 0.81) and a diagnosis of trauma (PR=0.49; 95% CI=0.26 to 0.92). A non-English speaking background was predictive of non-usage (PR=1.98; 95% CI=1.06 to 3.70). Sex, marital status, time of day, triage and ambulance insurance status were not predictive of non-usage. Conclusions-Socioeconomic and medical factors variously influence ambulance usage depending on the severity or urgency of the medical condition. Ambulance insurance status was less of an influence as severity of condition increased suggesting that, at a critical level of urgency, patients without insurance are willing to pay for a pre-hospital ambulance service.