Abstract
Objetivo
Evaluar y comparar la capacidad del lactato y del quick Sepsis-related Organ Failure Assessment (qSOFA) para predecir mortalidad a 30 días en los pacientes que acuden al servicio de urgencias (SU) por un episodio de sospecha de infección.
Método
Estudio observacional de cohortes, multicéntrico, prospectivo. Se incluyó por oportunidad a pacientes ≥18 años atendidos por sospecha de infección en 71 SU españoles del 01/10/2019 al 31/03/2020. Se analizó la capacidad predictiva con el área bajo la curva (ABC) de la característica operativa del receptor (COR) y los valores de sensibilidad (Se), especificidad (Es), valor predictivo positivo (VPP) y negativo (VPN).
Resultados
Se incluyeron 4.439 pacientes con edad media de 67 (DE:18) años, 2.648 (59,7%) fueron hombres y fallecieron a los 30 días 459 (10,3%). Para la mortalidad a 30 días el ABC-COR obtenida con el modelo qSOFA=1 más lactato 2 mmol/l fue de 0,66 (IC 95%: 0,63-0,69) con una Se:68%, Es:70% y VPN:92%, mientras que qSOFA=1 obtuvo ABC-COR de 0,52 (IC 9%: 0,49-0,55) con una Se:42%, Es:64% y VPN:90%.
Conclusiones
Para predecir mortalidad a los 30 días en los pacientes que acuden al SU por un episodio de infección, el modelo qSOFA=1 + lactato≥2 mmol/L mejora significativamente el poder predictivo conseguido de forma individual por qSOFA1 y llega a ser muy similiar al de qSOFA≥2.
Palabras clave: Sepsis, Lactato, Pronóstico, Mortalidad, qSOFA, Servicio de Urgencias
Abstract
Objectives
To evaluate lactate and the Quick Sepsis-Related Organ Failure Assessment (qSOFA) and compare their ability to predict 30-day mortality in patients treated for infection in emergency departments (ED).
Methods
Prospective multicenter observational cohort study. We enrolled a convenience sample of patients aged 18 years or older attended in 71 Spanish ED from October 1, 2019, to March 31, 2020. Each model’s predictive power was analyzed with the area under the receiver operating characteristic curve (AUC), and its values of sensitivity (Se), specificity (Sp), positive predictive value (PPV) and negative (NPV).
Results
A total of 4439 patients with a mean (SD) age of 18 years were studied; 2648 (59.7%) were men and 459 (10.3%) died within 30 days. For 30-day mortality, the AUCCOR obtained with the qSOFA = 1 model plus 2 mmol/l lac-tate was 0.66 (95% CI, 0.63-0.69) with Se: 68%, Es: 70% and NPV:92%, while qSOFA = 1 obtained AUC-COR of 0.52 (95% CI, 0.49-0.55) with a Se:42%, Es:64% and NPV:90%.
Conclusions
To predict 30-day mortality in patients presenting to the ED due to an episode of infection, the qSOFA =1 + lactate≥2 mmol/L model significantly improves the predictive power achieved individually by qSOFA1 and becomes very similar to qSOFA≥2.
Keywords: Sepsis, Lactic acid, Prognosis, Mortality, Quick Sepsis-Related Organ Failure Assessment (qSOFA), Emergency Department
INTRODUCCIÓN
La atención a pacientes con sospecha de infección en los servicios de urgencias (SU) se incrementó significativamente antes de la pandemia COVID-19 hasta un 15-20% de las atenciones diarias en 2019 [1]. Además, en 2020-2021 por el impacto del SARS-CoV-2, estas cifras han podido elevarse hasta el 50-80% [2]. Asimismo, la gravedad clínica (pacientes con sepsis, comorbilidad, neutropénicos, ancianos, sospecha de bacteriemia, etc.) y la mortalidad a corto plazo (30 días) también han sufrido un incremento en la última década [2,3]. En este contexto, la sepsis representa uno de los mayores problemas de salud pública en todo el mundo, por su incidencia y mortalidad a 30 días (24,4% para la sepsis y 34,7% para el shock séptico) [2,3]. Hoy en día, el SU representa un eslabón clave ya que es donde se realiza la sospecha de sepsis, su reconocimiento, la toma de muestras microbiológicas y se debe comenzar un tratamiento precoz y adecuado, lo que determinará la evolución clínica del enfermo [2,4-6].
En 2016, los criterios de Sepsis-3 recomendaron el empleo del quick Sepsis-related Organ Failure Assessment (qSOFA) en pacientes no ingresados en medicina intensiva [7]. Inmediatamente se suscitó una gran controversia ya que q-SOFA mostraba una pobre sensibilidad para detectar pacientes con posible mala evolución, lo que impulsó que múltiples estudios compararan el rendimiento del qSOFA con otras escalas y algunos biomarcadores [8-12]. Por este motivo, se ha recomendado la utilización conjunta de escalas y biomarcadores para determinar el diagnóstico de infección bacteria-na, sepsis y el pronóstico de mortalidad [9,10-13]. Se considera al lactato como el mejor marcador de hipoperfusión e hipoxia tisular y valores ≥2 mmol/L constituyen un factor independiente de mortalidad, incluso sin hipotensión [11-13]. Sin embargo, durante el desarrollo de los estudios de cara a establecer los criterios de Sepsis-3, el lactato no cumplió con los umbrales estadísticos para su inclusión en la construcción del modelo de qSOFA, lo que podría justificarse por la gran cantidad de valores ausentes en el registro [7,14]. Fruto de estas consideraciones, la última actualización de la Campaña Sobrevivir a la Sepsis no recomendó como screening de sepsis el empleo de q-SOFA de manera aislada, comparado con otras escalas [5]. Algunos autores han propuesto añadir el lactato a q-SOFA (qSOFA-lactato), ya que se consigue un mayor rendimiento diagnóstico, sobre todo para los pacientes de teórico bajo riesgo inicial (qSOFA1) [9,14,18].
El objetivo de este estudio fue evaluar la capacidad del lactato para mejorar el rendimiento predictivo de mortalidad a corto plazo en pacientes de riesgo bajo (qSOFA=1) del SU con sospecha de infección.
MÉTODOS
Análisis secundario del registro MPB-INFURG-SEMES [9,19], que es un estudio observacional, multicéntrico, pros-pectivo, descriptivo y analítico de pacientes atendidos por sospecha de infección en 71 SU de la Red del Grupo INFURGSEMES(Grupo de Infecciones de la Sociedad Española de Medicina de Urgencias y Emergencias)(ver adenda) a los que se realizó un seguimiento durante 30 días. Del 01/10/2019 al 31/03/2020 se incluyeron con un muestreo por oportunidad a pacientes ≥18 años diagnosticados de un proceso infeccioso y en los que, por sus características epidemiológicas y presentación clínica, los médicos responsables indicaron la obtención de muestras analíticas con determinación de biomarcadores (lactato) y cultivos microbiológicos. Se excluyeron las pacientes de obstetricia-ginecología (ver criterio inclusión y exclusión completos en publicaciones previas) [9,19].
Como variable dependiente se consideró la mortalidad cruda a los 30 días. Como variables independientes aquellas que se consideraron clínicamente relevantes, las que pudieran influir en el pronóstico y evolución, sociodemográficas, de comorbilidad y analíticas (se asumieron y adoptaron las definiciones, técnicas, métodos establecidos para la recogida de muestras, valores de referencia y variables estudiadas del estudio primigenio) [9,19].
Se aplicaron los criterios de selección de pronóstico de pacientes en las definiciones del qSOFA y las variables que la constituyen según la tercera conferencia de consenso de sepsis (Sepsis-3) [7].
Para el análisis estadístico se utilizaron medias y sus desviaciones estándar (DE) para variables cuantitativas y números absolutos y porcentajes para las cualitativas. Las comparaciones se realizaron con la pruebas de ji cuadrado o exacta de Fisher, la t de Student y la U de Mann-Whitney, según el tipo de variable. Se consideró significativo un valor de p<0,05. Los contrastes fueron bilaterales. La eficacia para la predicción de mortalidad a los 30 días se estudió mediante el análisis del área bajo la curva (ABC) de la característica operativa del receptor (COR) con el intervalo de confianza al 95(IC 95%) y se comparó frente al valor neutro (0,5). Se calculó el rendimiento pronóstico de estas y de los nuevos modelos elegidos con los cálculos de sensibilidad (Se), la especificidad (Es), el valor predictivo positivo (VPP) y el valor predictivo negativo (VPN), así como sus IC 95% por métodos binomiales exactos. Los errores estándar de las ABC se calcularon por métodos no paramétricos. La comparativa entre ABC-COR de las variables y nuevos modelos combinados predictivos se realizó por la prueba de ji cuadrado para comparar ABC-COR respecto a ABC-COR de referencia elegidas. Por su parte, las proporciones se compararon con el test de McNemar para muestras independientes (accesible en la calculadora: http://home.ubalt.edu/ntsbarsh/business-stat/otherapplets/pairedprop.htm). El análisis estadístico se realizó con los programas IBM-SPSS Statistics 22 para Windows y STATA/MP 16.0.
El estudio ha seguido la Declaración de Helsinki y fue aprobado por el Comité Ético de Investigación Clínica (CEIC) del Complejo Hospitalario Universitario de Toledo (398/2109), así como por los CEIC/CEIm de referencia de los centros participantes.
RESULTADOS
De los 4.923 pacientes seleccionados, finalmente se incluyeron 4.439 (se excluyeron 484 por perder su seguimiento o cambiar a otro diagnóstico en los 30 días tras visitar urgencias), con una edad media de 67 (DE 18) años, rango 18-103 años. El 59,9% (2.661) tenían más de 65 años y 2.648 (59,6%) eran varones.
En la primera evaluación, según la puntuación de la escala qSOFA, se clasificaron 1.623 pacientes (40,07%) como qSOFA=0, 1.606 (39,65%) con qSOFA=1 y 824 pacientes (20,34%) en el grupo qSOFA ≥2 [646 (15,95%) qSOFA=2 y 178 (4,39%) qSOFA=3], considerándose 386 (8,7%) como valores perdidos al no estar registrado uno de sus tres criterios.
En el seguimiento de los 4.439 pacientes durante 30 días fallecieron 459 (10,3%), de estos 38 (0,9%) durante su estancia en urgencias y según puntuación de la qSOFA: 29 (1,8%) con puntuación qSOFA=0; 196 (12,2%) con qSOFA=1; 142 (21,98%) con qSOFA=2 y 234 (28,4%) con un qSOFA≥2.
En la tabla 1 se muestran las características sociodemográficas, epidemiológicas, comorbilidades, funcionales, clínicas, de gravedad, de evolución y destino de los pacientes, así como los resultados de las determinaciones analíticas y de microbiología de la muestra global del estudio con los datos del estudio comparativo de los casos de los pacientes que fallecieron o no a los 30 días.
Tabla 1.
Características clínico-epidemiológicas, de evolución, analíticas y de destino la muestra global y estudio univariable en función de la existencia o no de fallecimiento del paciente a 30 días
| Total n=4.439 | Valores perdidos | Supervivientes a 30 días n=3.980 (89,7%) |
Fallecidos a 30 días n= 459 (10,3%) |
Valor p | ||
|---|---|---|---|---|---|---|
| DATOS DEMOGRÁFICOS-EPIDEMIOLÓGICOS | ||||||
| Edad (años), media (DE) | 67 (18) | 0 (0,0) | 66 (19) | 77 (14) | <0,001 | |
| Edad >65 años n (%) | 2.661 (59,9) | 0 (0,0) | 2.293 (57,6) | 368 (80,2) | <0,001 | |
| Género masculino n (%) | 2.648 (59,7) | 0 (0,0) | 2.370 (59,5) | 278 (60,6) | 0,356 | |
| Institucionalizado n (%) | 382 (8,6) | 0 (0,0) | 274 (6,9) | 108 (23,5) | <0,001 | |
| COMORBILIDADES | ||||||
| Neoplasia sólida, n (%) | 523 (11,8) | 0 (0,0) | 459 (11,5) | 64 (13,9) | 0,077 | |
| Leucemia/Linfoma, n (%) | 199 (4,5) | 104 (2,3) | 174 (4,4) | 25 (5,4) | 0,183 | |
| Enfermedad hepática, n (%) | 119 (2,7) | 0 (0,0) | 111 (2,8) | 8 (1,7) | 0,119 | |
| Enfermedad cardiaca crónica, n (%) | 502 (11,3) | 0 (0,0) | 384 (9,6) | 118 (25,7) | <0,001 | |
| HTA | 2.001 (45,1) | 0 (0,0) | 1753 (44,0) | 248 (54,0) | <0,010 | |
| Enfermedad renal crónica, n (%) | 431 (9,7) | 0 (0,0) | 358 (9,0) | 73 (15,9) | <0,001 | |
| Enfermedad cerebrovascular, n (%) | 447 (10,1) | 0 (0,0) | 371 (9,3) | 76 (16,6) | <0,001 | |
| Demencia, n (%) | 490 (11,0) | 0 (0,0) | 368 (9,2) | 122 (26,6) | <0,001 | |
| EPOC, n (%) | 724 (16,3) | 0 (0,0) | 634 (15,9) | 90 (19,6) | 0,027 | |
| Diabetes Mellitus, n (%) | 867 (19,5) | 0 (0,0) | 720 (18,1) | 147 (32,0) | <0,001 | |
| Índice de Charlson [media (DE)] | 2,8 (2,6) | 0 (0,0) | 2,6 (2,5) | 4,2 (2,8) | <0,001 | |
| Índice de Charlson ≥3 | 2.039 (45,9) | 0 (0,0) | 1.722 (43,3) | 317 (69,1) | <0,001 | |
| Índice de Barthel [media (DE)] | 83 (30) | 148 (3,3) | 86 (28) | 58 (40) | <0,001 | |
| Índice de Barthel ≤60, n (%) | 813 (18,9) | 148 (3,3) | 601 (15,1) | 212 (46,2) | <0,001 | |
| DATOS CLÍNICOS Y DE GRAVEDAD | ||||||
| Temperatura en grados centígrados [media (DE)] | 37,4 (7,9) | 14 (0,3) | 37,4 (7,9) | 37,3 (6,5) | 0,704 | |
| Temperatura > 38,3°C, n (%) | 1.505 (34,0) | 14 (0,3) | 1.361 (34,2) | 144 (31,4) | 0,120 | |
| FC en lpm [media (DE)] | 99,9 (20,6) | 67 (1,5) | 99,4 (20,1) | 104,1 (24,0) | <0,001 | |
| FC > 90 lpm | 3.014 (68,9) | 67 (1,5) | 2.673 (67,2) | 341 (74,3) | 0,001 | |
| FR en rpm [media (DE)] | 21,2 (13,1) | 306 (6,9) | 21,01 (11,81) | 23,28 (16,62) | <0,001 | |
| FR ≥ 22 rpm | 1.640 (39,7) | 306 (6,9) | 1.355 (34,0) | 285 (62,1) | <0,001 | |
| Alteración de la consciencia ECG ≤14, n (%) | 832 (19,1) | 91 (2,1) | 589 (14,8) | 243 (52,9) | <0,001 | |
| PAS en mmHg [media (DE)] | 122,3 (27,4) | 30 (0,7) | 123,7 (26,8) | 110,6 (30,1) | <0,001 | |
| PAS ≤ 100 mmHg, n (%) | 1.005 (22,8) | 30 (0,7) | 805 (20,2) | 200 (43,6) | <0,001 | |
| Criterios de sepsis-2 (SRIS ≥2), n (%) | 2.928 (71,06) | 319 (7,2) | 2.579 (64,8) | 349 (76,0) | <0,001 | |
| qSOFA = 0, n (%) | 1.623 (40,07) | 386 (8,7) | 1.594 (40,1) | 29 (6,3) | <0,001 | |
| qSOFA = 1, n (%) | 1.606 (39,65) | 386 (8,7) | 1.410 (35,4) | 196 (42,7) | <0,001 | |
| qSOFA = 2, n (%) | 646 (15,95) | 386 (8,7) | 504 (12,7) | 142 (30,9) | <0,001 | |
| qSOFA = 3, n (%) | 178 (4,39) | 386 (8,7) | 86 (2,2) | 92 (20,0) | <0,001 | |
| Criterios de sepsis-3: qSOFA ≥2, n (%) | 824 (20,34) | 386 (8,7) | 590 (14,8) | 234 (51,0) | <0,001 | |
| Criterios Shock séptico (Sepsis-3), n (%) | 405 (10,0) | 389 (8,8) | 282 (7,1) | 123 (26,8) | <0,001 | |
DE: desviación estándar; n: número casos; AB: antibióticos; EPOC: Enfermedad pulmonar obstructiva crónica; C: centígrados; FC: frecuencia cardiaca; lpm: latidos por minuto; FR: frecuencia respiratoria; rpm: respiraciones por minuto. ECG: escala del coma de Glasgow; PAS: presión arterial sistólica; SRIS: síndrome de respuesta inflamatoria sistémica; qSOFA: quick Sepsis-related; Criterios de sepsis (SRIS3 2) según conferencia de Consenso de 2001 (Sepsis-2) (Descritos en referencia 1); Criterios de sepsis (qSOFA3 2) según la tercera conferencia de consenso (Sepsis-3) (Descritos en referencia 7)
En la figura 1 se muestra la capacidad predictiva de mortalidad a los 30 días en pacientes atendidos en el servicio de urgencias por sospecha de infección, así como los parámetros de rendimiento pronóstico (Se, Es, VPP y VPN) de qSOFA=1, qSOFA ≥2 y los nuevos modelos combinados con lactacidemia ≥2 mmol/L.
Figura 1.
Rendimiento para la predicción de mortalidad de los criterios definitorios de sepsis 2 (SRIS ≥ 2) y qSOFA=1 y su comparativa con los nuevos modelos combinados al añadir el lactate
Rendimiento para la predicción de mortalidad de los criterios definitorios de sepsis 2 (SRIS ≥ 2) y qSOFA=1 y su comparativa con los nuevos modelos combinados al añadir el lactate
ABC-COR: área bajo la curva de la característica operativa del receptor; IC 95%: intervalo de confianza al 95%; IC: intervalo de confianza; Se: sensibilidad; Es: especificidad; VPP: valor predictivo positivo; VPN: valor predictivo negativo; qSOFA ≥2: Criterios de sepsis 3 (quick Sepsis Related Organ Failure Assessment) según la tercera conferencia de consenso (Sepsis-3) (referencia 7).
*Nota: la comparativa de proporciones se realizó con el test de McNemar. Los valores p reflejados en la columna “comparativa de proporciones*” se refiere a las diferencias encontradas entre los modelos combinados y los valores de qSOFA: (qSOFA ≥ 2 + lactato ≥ 2 mmol/L con qSOFA ≥2 y por otro lado qSOFA=1 + lactato ≥ 2 mmol/L con qSOFA =1)
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio nos permiten confirmar la mejora del rendimiento predictivo de riesgo de mortalidad a 30 días que ofrece el lactato en pacientes con qSOFA=1, para los pacientes atendidos en los SU con sospecha de un proceso infeccioso. Este hecho ya había sido señalado por otros autores, así como para los mayores de 75 años [9,11-15,17,18], aunque, en la mayoría de las ocasiones en pacientes con qSOFA ≥2, es decir, los clasificados como de alto riesgo de mala evolución y en los que se activa el “código sepsis” y se indica su ingreso [1,9,12-14]. Todo ello, en la nueva línea recomendada de no utilizar como screening de sepsis el q-SOFA de manera aislada, comparado con otras escalas, por su baja Se [5,16]. En nuestro estudio, qSOFA muestra una insuficiente Se (51% y 42% para qSOFA≥2 y qSOFA=1, respectivamente) y mejor Es (85% y 64%), similar a los resultados en distintos metanálisis (Se: 45-55% y Es 85-88%) [8,20]. Asimismo, el nuevo modelo (qSOFA ≥2 + lactato≥2 mmol/L) consigue un mayor rendimiento predictivo de mortalidad a 30 días (ABC de 0,74 y Es de 91%) que qSOFA≥ 2 aislado (0,69 y 85%). Y, por su parte, (qSOFA =1 + lactato≥2 mmol/L) consigue también un mejor resultado (ABC de 0,66 y Es de 70%) que qSOFA=1 aislado (0,52 y 64%), pero también mejora significativamente la Se (68% vs. 42%) y el VPN (92% vs. 90%), siendo el responsable de ello la incorporación del lactato. En este sentido, Seymour et al [14], en el mismo artículo que validó el qSOFA, publicaron que la mortalidad hospitalaria de los pacientes q-SOFA=1 con niveles de lactato sérico ≥2 mmol/L era similar a los pacientes con q-SOFA ≥2. El estudio de Churpek et al [15], propuso bajar el umbral de positividad a q-SOFA ≥1 (q-SOFA1), ya que estos pacientes tenían un comportamiento similar a los SIRS ≥2. Y De Santos Castro PA, et al [17] encuentran que la baja Se del qSOFA1 de 42% aumentaba al 78% con una Es de 70% al añadir el lactato (qSOFA-lactato). Por lo tanto, el qSOFA-lactato puede representar una útil herramienta de ayuda a la hora de reclasificar aquellos pacientes con qSOFA=1, para así optimizar las decisiones inmediatas que se deben tomar en los SU: indicación de extracción de hemocultivos, administrar una terapia antimicrobiana adecuada y precoz y el ingreso hospitalario o el alta domiciliaria, entre otras [1,4,5,16].
Nuestro estudio tiene distintas limitaciones. En primer lugar, el reclutamiento de casos fue por oportunidad (cuando los investigadores estaban de guardia), con el componente de sesgo de inclusión introducido. En segundo lugar hubo datos perdidos (lactato en el 16,8% y alguno de los criterios de qSOFA en el 8,7%). Además, el 9,8% de los pacientes incluidos inicialmente fueron excluidos en los 30 días de seguimiento. En tercer lugar, el momento y el tipo de tratamiento no se evaluaron, y estos aspectos pueden condicionar el desenlace de la enfermedad.
A pesar de estas limitaciones, creemos que el estudio es un reflejo de la realidad clínica de nuestros SU.
Como conclusión de este estudio podemos señalar que para predecir mortalidad a los 30 días en los pacientes que acuden al SU por un episodio de infección, el modelo qSOFA=1 + lactato≥2 mmol/L mejora significativamente el poder predictivo conseguido de forma individual por qSOFA1 y llega a ser muy similiar al de qSOFA≥2. Aunque, futuros estudios multicéntricos de validación externa del modelo son necesarios.
AGRADECIMIENTOS
**Otros miembros del grupo INFURG-SEMES (Grupo de Infecciones de la Sociedad Española de Medicina de Urgencias y Emergencias) participantes en el estudio: Josep María Guardiola Tey (Hospital de Sant Pau de Barcelona), Marta Álvarez Alonso (Hospital Universitario de Fuenlabrada), Begoña Mora Ordoñez (Hospital Virgen de la Victoria de Málaga), Oscar Álvarez López (Hospital Universitario de Móstoles), Ferrán Llopis-Roca (Hospital Universitario de Bellvitge), Mar Ortega Romero (Hospital Clínic de Barcelona), Esperanza Puga Montalvo (Hospital Campus de la Salud de Granada), Ramón Perales Pardo (Complejo Hospitalario Universitario de Albacete), Mikel Martínez-Ortiz de Zarate (Hospital Universitario de Basurto), María José Marchena González (Hospital Juan Ramón Jiménez de Huelva), María del Mar Sousa Reviriego (Hospital Nuestra Señora del Prado de Talavera), José María Ferreras Amez (Hospital Clínico Universitario Lozano Blesa de Zaragoza), Henrique Villena García del Real (Complejo Hospitalario Universitario de Santiago de Compostela), Belén Arribas Entrala (Hospital Universitario Miguel Servet de Zaragoza), Marta Honrado Fernández de Valderrama (Hospital Santiago Apóstol de Miranda de Ebro), Eva Quero Motto (Hospital Virgen de la Arrixaca de Murcia), Agustín Arévalo Velasco (Complejo Asistencial Universitario de Salamanca), Manel R. Chanovas-Borràs (Hospital Verge de la Cinta de Tortosa), María Bóveda García (Hospital La Fe de Valencia), Pascual Piñera Salmerón (Hospital Universitario Reína Sofía de Murcia), Ángel Estella García (Hospital Universitario de Jerez), Octavio José Salmerón Béliz (Hospital Universitario Fundación de Alcorcón), Guillermo Burillo Putze (Hospital Universitario de Canarias), Ester Monclús Cols (Hospital Sant Jaume de Calella de Barcelona), Marta Balaguer Catalán (Hospital Universitario Doctor Peset de Valencia), Manuel Gil Mosquera (Hospital Universitario 12 de octubre de Madrid), Félix González Martínez (Hospital Virgen de la Luz de Cuenca), Ainhoa Urraca Gamaury (Complejo Asistencial de Zamora), Jesús Álvarez-Manzanares (Hospital Universitario Río Hortega de Valladolid), Luis Quero Reboul (Hospital Virgen de la Merced de Osuna), Agurtzane Auzmendi Aguirre (Hospital de Mendaro de Gipuzkoa), Federico Melgosa Latorre (Hospital de Alto Deba de Arrasate), Francisco José Ezponda Inchauspe (Hospital de Zumárraga), Pilar Jiménez (Hospital de Antequera), Josefina Monedero La Orden (Hospital de Almansa), Ariel Ruben Lindo Noriega (Hospital de Villarrobledo), Marta Iglesias Vela (Complejo Asistencial Universitario de León), Inmaculada Adán Valero (Hospital de Valdepeñas), Julio Javier Gamazo-Del Rio (Hospital Universitario de Galdakao-Usansolo), Belén Rodríguez (Hospital Universitario Rey Juan Carlos), Francisco J Aramburu (Complejo Hospitalario Universitario de Ourense), Bárbara Díaz García (Hospital de Barbanza), Virginia Álvarez Rodríguez (Hospital Universitario de Getafe), Ángel José Macías López (Complejo Asistencial de Ávila), María Debán Fernández (Hospital Central de Asturias), Fernando Rodríguez Pérez-Reverte (Hospital Universitario Santa Lucía de Cartagena en Murcia), Neus Robert (Hospital de Can Ruti), Silvia Flores Quesada (Hospital San Pau i Santa Tecla de Tarragona), Rosa García García (Hospital Virgen de las Nieves de Granada), Raquel Rodríguez Calveiro (Hospital Álvaro Cunqueiro de Vigo), Manuel García Novio (Hospital Universitario Lucus Augusti de Lugo), Laura González González (Hospital del Salnes de Vilagarcía de Arousa), Elena Carrasco Fernández (Hospital Virgen de Altagracia de Manzanares), María Pilar Lozano García (Hospital Universitario de Guadalajara), Rigoberto Del Rio Navarro (Hospital de Torrevieja), Elizabeth Ortiz García (Hospital Santa Bárbara de Soria), Leopoldo Sánchez Santos (Hospital Universitario de Burgos), Rosario Peinado (Hospital Infanta Cristina de Badajoz), Beatriz Valle Borrego (Hospital Severo Ochoa de Leganés), Pablo Javier Marchena Yglesias (Parc Sanitari Sant Joan de Déu de Sant Boi de Llobregat), Cristina Herranz Martínez (Hospital de Viladecans de Barcelona), Núria Pomares (Fundació Hospital de Mollet).
FINANCIACIÓN
Los autores declaran que no han recibido financiación para la realización de este estudio.
CONFLICTO DE INTERESES
Los autores declaran no tener conflicto de intereses
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