Introducción
La polifarmacia, comúnmente definida como el uso concomitante de 5 o más medicamentos, se ha asociado con múltiples problemas de la asistencia sanitaria, especialmente en los ancianos [1,2]. Estos incluyen un mayor riesgo de reacciones adversas a los medicamentos (RAM), pérdida de eficacia debido a una menor adherencia a la medicación y mayores costes sanitarios. El riesgo de polifarmacia aumenta con el número de enfermedades simultáneas que padece el paciente. En España, aproximadamente el 37.5% de la población tiene multimorbilidad (2 o más enfermedades crónicas), el 10.6% padece ≥5 enfermedades crónicas y el número promedio de problemas crónicos en adultos mayores (65-74 años) es de 2.8 [3]. Según la Base de Datos para la Investigación Farmacoepidemiológica en AP (BIFAP), la polifarmacia en la población española mayor de 14 años se ha triplicado en el período 2005-2015 pasando del 2.5 al 8.9%. En la franja de edad del 65 a 79 años esta prevalencia ha pasado del 9.1 al 23.4%; y en mayores de 80 años del 11.7 al 36.7%. El porcentaje de pacientes que consumía diez medicamentos o más aumentó diez veces en este mismo período [4].
Las cascadas terapéuticas (CT), una causa conocida de polifarmacia [5], ocurren cuando un nuevo medicamento se prescribe para tratar los signos o síntomas que surgen de un efecto adverso de otro fármaco, en lugar de suspender o reducir la dosis del medicamento que produce la RAM [6]. La facilidad en la identificación de las reacciones adversas puede dar lugar a CT intencionadas o no intencionadas [7], y que a su vez puedan ser o no apropiadas. Se han descrito muchos tipos de CT relacionadas con medicamentos utilizados en enfermedades crónicas, incluyendo cardiopatías, hipertensión, enfermedad pulmonar obstructiva, diabetes, demencia, enfermedad de Parkinson, epilepsia, esquizofrenia, depresión mayor y dolor crónico [8,9], como confirma una revisión paraguas y actualización sistemática reciente que sintetizó 190 estudios primarios sobre CT [10]. El riesgo de CT aumenta en los ancianos porque tienen más probabilidades de recibir múltiples terapias farmacológicas para múltiples enfermedades crónicas y porque las condiciones asociadas con el envejecimiento pueden enmascarar las posibles relaciones entre los medicamentos responsables y las RAM [8]. Una de las formas en las que se pueden identificar las CT es a través de la detección de medicación potencialmente inadecuada (MPI) y los potenciales efectos adversos producidos. Las MPI más frecuentemente detectadas en población anciana se relacionan con benzodiacepinas, gabapentinoides y otros depresores del sistema nervioso central, así como sus combinaciones [11–14].
Existen CT recientemente descritas: la prescripción de diuréticos de asa por el efecto paradójico de edemas en extremidades inferiores generado por los gabapentinoides; otra que también ha sido descrita es la prescripción de medicación antivertiginosa por la inestabilidad asociada a las benzodiacepinas [15–17]. La asociación gabapentinoides-diurético de asa (GABA-DA) se ha confirmado en al menos tres países: Canadá [16], Estados Unidos y Dinamarca [15], y, mediante un diseño ASSP que replica de forma conjunta ambas cascadas —el mismo abordaje empleado en este estudio—, en Japón, donde también se describió la cascada benzodiacepina-antivertiginoso [18]. Aunque esto se ha explorado cuando los gabapentinoides se han prescrito en el dolor lumbar, no se ha estudiado en aquellos que lo usen de forma generalizada u otras formas como dolor neuropático de localizaciones diversas, ni con otros medicamentos de la misma clase aprobados en España.
El observatorio del uso de medicamentos en España reconoce la importancia de la creciente prescripción de ansiolíticos e hipnóticos y sedantes, así como de determinados antiepilépticos como pregabalina [19,20]. El aumento de la conciencia sobre las CT entre los profesionales a través de la evidencia derivada de la investigación es crucial para su prevención [8,21], por lo que conocer el alcance y potencial impacto de estas en la población española sería de especial importancia. La base de datos de BIFAP es potencialmente un entorno donde analizar este tipo de estudios de farmacovigilancia dada la potencial baja frecuencia de algunos eventos [22].
El objetivo de este estudio es estimar las tasas crudas y ajustadas de prescripción secuencial de las combinaciones de diurético tras gabapentinoides (GABA-DA) y de antivertiginosos tras benzodiacepinas (BZD-AV) en población española mayor de 65 años con polifarmacia, comparada con el resto de la población incluida en BIFAP; como objetivo secundario, se describieron las características sociodemográficas de los sujetos incluidos y se estudiaron los factores individuales asociados al orden temporal de las prescripciones.
Material y Métodos
Diseño
Estudio longitudinal multicéntrico retrospectivo de análisis de secuencias simétricas de prescripción (ASSP). El abordaje ASSP es un diseño que incluye solo sujetos que presentan el evento de interés (presencia de fármaco considerado evento) y se ha usado en más de 50 estudios para detectar prescripción en cascada [23–25]. Entre sus ventajas se encuentra que es un diseño más sencillo, de más fácil computación y robusto para su ajuste de factores confusores que dependen del tiempo. El análisis ASSP valora la temporalización relativa del inicio de la exposición al fármaco (sospechoso de causar la RAM) frente al fármaco evento en pacientes que reciben ambos fármacos incidentes, en lugar de usuarios prevalentes (Supplementary Picture 1).
Población y muestra
Se incluyeron los pacientes con más de 360 días de registro continuado en BIFAP antes de la primera prescripción del fármaco de exposición, que definió la fecha de entrada en la cohorte, y con al menos 180 días de seguimiento posterior. Se exigió un período de 180 días sin exposición previa. El inicio del fármaco resultado/evento se aceptó en los 90 días anteriores o posteriores a la entrada en la cohorte. Las prescripciones de exposición y evento en el mismo día se excluyeron del ratio de secuencia y se informaron por separado (Supplementary Picture 1).
Variables
- Principal: se determinó la cohorte de exposición a partir del listado de fármacos de exposición (gabapentinoides y benzodiacepinas) y los eventos a partir del listado de fármacos clasificados como eventos (diuréticos de asa y antivertiginosos) en los períodos especificados en el diseño (Supplementary Picture 1). Se utilizó la fecha de prescripción como referencia para los cálculos.
- Secundarias y de ajuste: sociodemográficas (id anonimizado, sexo, edad); clínicas (número de fármacos crónicos —tomados durante más de 3 meses continuados previos a la fecha de inclusión—, presencia de determinados fármacos confusores en una ventana de 90 días pre-post al momento de entrada, número de fármacos crónicos al finalizar el seguimiento a 180 días, y comorbilidades del listado O’Halloran con su fecha de episodio); codificación CIAP asociada al fármaco de exposición y su fecha de apertura; y, del evento, codificación CIAP asociada, presencia del código K07 posterior a la entrada en la cohorte, y fecha de nuevos episodios codificados que incluyan “EDEMA” en el descriptivo en los tres meses posteriores a la entrada (sujeta a verificación en historia clínica y validación por al menos un investigador del proyecto).
- De ajuste multinivel: comunidad autónoma (CCAA) del centro de prescripción, obtenida a partir de los datos de Dataset3. El identificador de cupo médico (CIAS) no está disponible en los extractos facilitados por BIFAP.
Fuente de datos
Se incluyeron los registros disponibles de atención primaria del territorio nacional en BIFAP, una base de datos que contiene información anónima sobre diagnósticos clínicos, notas médicas en texto libre, pruebas de laboratorio, exploraciones complementarias y prescripciones (incluida dispensación), registrada por médicos de atención primaria del Sistema Nacional de Salud y validada a través de múltiples estudios de investigación farmacoepidemiológica [22]. BIFAP incluye 20 millones de historias clínicas con 2.400 millones de prescripciones [26].
Análisis estadístico
Las características sociodemográficas y clínicas se describieron mediante mediana y rango intercuartílico para las variables continuas, y frecuencia y porcentaje para las variables categóricas.
Para el análisis de secuencia simétrica de prescripción (ASSP) se calculó el ratio de secuencia (SR) como medida de asimetría entre nuevos usuarios de ambos fármacos [27]. Para cada paciente biexpuesto (que recibió tanto el fármaco exposición como el fármaco evento en la ventana [–90, +90] días), se identificó la primera prescripción cronológica del fármaco evento dentro de esa ventana —es decir, la de fecha calendario más temprana (valor algebraico mínimo de los días transcurridos desde el índice), y no necesariamente la de menor distancia absoluta al índice—, tras eliminar duplicados exactos. Esta distinción es relevante: un paciente con una prescripción en el día –20 y otra en el día +5 se clasifica como B→A (pre), no como A→B (post), aunque la segunda prescripción esté más próxima a la fecha índice. Los pacientes cuyo inicio observable coincidió con la fecha índice (mismo día, día 0) se excluyeron del SR y se informaron por separado. El SR se obtuvo dividiendo el número de pacientes cuyo evento se inició después de la exposición (secuencia A→B) entre aquellos cuyo evento se inició antes (secuencia B→A). Se excluyeron como usuarios prevalentes quienes tenían una prescripción del evento en los 91–270 días anteriores al índice.
El SR crudo se calculó globalmente y por subgrupo (Polimedicado ≥65 años frente a Resto), con intervalos de confianza al 95% mediante aproximación de Wald en escala logarítmica. También se calculó la razón entre SR de ambos subgrupos (RSR). La corrección por tendencia secular mediante el Null-Effect Sequence Ratio (NESR) del método de Hallas [23] requiere las tasas de prescripción del fármaco evento en la población total de BIFAP por período calendario, que no forman parte de los extractos facilitados para este proyecto y cuya obtención no está prevista. Por ello se fijó NESR = 1 (sin corrección de tendencia) con carácter definitivo, no como un valor provisional a la espera de datos adicionales, y todos los resultados se denominan SR crudos.
Entre los pacientes biexpuestos clasificables como pre o post se ajustó una regresión logística multinivel, con intercepto aleatorio por comunidad autónoma (CCAA; CIAS no disponible). El desenlace fue secuencia post frente a pre. La comparación principal fue Polimedicado ≥65 frente a Resto, ajustada por sexo, categoría de edad, número de fármacos crónicos, número de enfermedades crónicas, fármacos confusores y enfermedades específicas de cada cascada. Los OR describen el orden temporal entre biexpuestos y no la incidencia ni un efecto causal. La heterogeneidad geográfica se resumió con la mediana de oportunidad relativa (MOR) y el coeficiente de correlación intraclase (ICC). Como validación post-hoc de la especificación, se comparó mediante AIC/BIC el modelo completo frente a versiones sin las enfermedades específicas de indicación y sin el efecto aleatorio por CCAA, y se contrastó este último mediante una prueba de razón de verosimilitudes (LRT); la discriminación se resumió con el área bajo la curva ROC (AUC) y el pseudo-R² de Nagelkerke.
Se realizaron análisis de sensibilidad con ventanas de ±30 y ±60 días, exclusión de pacientes con eventos pre y post, clasificación del mismo día como pre o post, estratificación por ATC y año calendario, y una especificación alternativa edad×polifarmacia. Todos los análisis se realizaron con R 4.6.0. Codex (OpenAI) se utilizó para la revisión asistida y depuración de los scripts; los investigadores verificaron el código, las decisiones metodológicas y los resultados. Git se utilizó para control de versiones y trazabilidad del pipeline analítico. El código y los materiales reproducibles se mantienen en GitHub (https://github.com/juanchingao/2025-07-GABALOOP.git). Los datos individuales de BIFAP no forman parte del repositorio por sus condiciones de acceso restringido y podrán solicitarse por los cauces establecidos por BIFAP, previa autorización correspondiente.
Plan de datos
Los datos fueron anonimizados en origen y se recibieron en ficheros protegidos a través del circuito seguro de explotación de datos de BIFAP. Se almacenaron y analizaron en el servidor seguro del Laboratorio de Supercomputación de la Universidad Rey Juan Carlos. Se previó su destrucción conforme al protocolo de BIFAP una vez completados los objetivos.
Consideraciones éticas
El estudio se realizó de acuerdo con los principios básicos de protección de los derechos y la dignidad del ser humano según la Declaración de Helsinki (Fortaleza 2013) y las directrices nacionales vigentes, el Reglamento (UE) 2016/679 de Protección de Datos (RGPD) y la Ley Orgánica 3/2018 de Protección de Datos de Carácter Personal y garantía de derechos digitales. El protocolo contempló la solicitud de exención del consentimiento informado por el uso retrospectivo de datos de vida real, de acuerdo con los requisitos del comité ético de investigación clínica del Hospital Clínico San Carlos.
Resultados
Selección de la población de estudio
Del extracto original de Dataset1 (BIFAP, N = 6.173.351), se excluyeron 1.217 pacientes con fecha de nacimiento no plausible (anterior a 1910, edad >110 años al entrar en cohorte) y 138.358 pacientes expuestos a otros antiepilépticos no incluidos en la definición analítica de exposición (mayoritariamente topiramato y levetiracetam; Figure 1), quedando una población de estudio final de 6.033.776 pacientes.
Características de la población incluida
| Característica* | Global (N = 6.033.776) |
Benzodiacepina (n = 5.431.812) |
Gabapentinoide (n = 601.964) |
|---|---|---|---|
| * Los valores continuos se expresan como mediana [P25–P75]; los categóricos como n (%). | |||
| † N05 y N03 incluyen los fármacos de exposición del estudio (benzodiacepinas y gabapentinoides, respectivamente); sus prevalencias reflejan la definición de la cohorte, no comorbilidad. | |||
De los 6.033.776 pacientes de la población de estudio (Table 1), 5.431.812 (90,0%) estaban expuestos a benzodiacepinas y 601.964 (10,0%) a gabapentinoides. El grupo de gabapentinoides presentó una mayor edad al entrar en cohorte (mediana 59 [P25-P75: 46-72] años frente a 49 [37-63] en benzodiacepinas) y una distribución de sexo más equilibrada (49,9% hombres frente a 40,6% en benzodiacepinas). Asimismo, presentó una mayor carga de polifarmacia y comorbilidad: mediana de 7 [5-11] fármacos crónicos frente a 5 [3-8] en benzodiacepinas, y 3 [1-5] enfermedades crónicas frente a 2 [1-4], respectivamente.
Cohortes ASSP
Para la cascada GABA-DA, la cohorte de análisis incluyó 572.111 pacientes expuestos a gabapentinoides tras excluir 195.820 usuarios prevalentes de diurético de asa (con prescripción en los 91–270 días previos al índice). De ellos, 14.908 (2,6%) presentaron al menos una prescripción de diurético de asa en la ventana [–90, +90] días. Para la cascada BZD-AV, la cohorte incluyó 5.326.401 pacientes expuestos a benzodiacepinas (excluidos 127.247 usuarios prevalentes de antivertiginoso), de los que 144.168 (2,7%) presentaron al menos una prescripción de antivertiginoso en la ventana.
Análisis de secuencias simétricas de prescripción
| Subgrupo | Pre | Post | Mismo día | SR crudo1 | IC 95% inf. | IC 95% sup. |
|---|---|---|---|---|---|---|
| GABA-DA | ||||||
| BZD-AV | ||||||
| 1 NESR = 1 (sin corrección por tendencia secular; limitación permanente, ver Métodos). IC 95% por aproximación de Wald en escala logarítmica. | ||||||
En GABA-DA se clasificaron 5.200 pacientes como pre y 6.251 como post, con SR crudo global de 1,20 (IC 95%: 1,16–1,25). En BZD-AV hubo 49.397 secuencias pre y 52.898 post, con SR de 1,07 (IC 95%: 1,06–1,08) (Table 2).
La distribución semanal de las primeras prescripciones del fármaco evento en torno a la fecha índice mostró un incremento progresivo tras la exposición en ambas cascadas, sin un salto abrupto aislado que sugiriese un artefacto de registro puntual (Figure 2, Figure 3).
En GABA-DA los SR fueron prácticamente idénticos en Polimedicado ≥65 (SR 1,20; IC 95%: 1,15–1,26) y Resto (SR 1,20; IC 95%: 1,11–1,30); la RSR fue 1,00 (IC 95%: 0,92–1,10). En BZD-AV se observó una diferencia pequeña: SR 1,10 (IC 95%: 1,07–1,12) frente a 1,06 (IC 95%: 1,04–1,07), con RSR 1,04 (IC 95%: 1,01–1,06) (Figure 4).
Se clasificaron como mismo día 3.457 pacientes (23,2% de los biexpuestos) en GABA-DA y 41.873 (29,0%) en BZD-AV. Estos casos se excluyeron del análisis principal y se exploraron mediante escenarios alternativos, dada la imposibilidad de establecer su orden temporal.
Factores asociados a la cascada terapéutica
Se ajustó un modelo de regresión logística multinivel con efecto aleatorio por CCAA (9 comunidades autónomas) para cada cascada (Figure 5). La variable respuesta fue el inicio del fármaco evento después del fármaco de exposición (y = 1: secuencia A→B) frente a antes (y = 0: secuencia B→A); se excluyeron las prescripciones en mismo día. Se incluyeron como covariables fijas el subgrupo de exposición principal, sexo, categoría de edad, número de fármacos crónicos (por unidad adicional), número de enfermedades crónicas (por unidad adicional), presencia de fármacos confusores preespecificados, y confusores por indicación específicos de cada cascada.
| Variable | OR | IC 95% | p |
|---|---|---|---|
| GABA-DA | |||
| BZD-AV | |||
Cascada GABA-DA. El subgrupo Polimedicado ≥65 no se asoció con el orden post frente a pre (OR = 0,85; IC 95%: 0,53–1,37; p = 0,503) (Table 3, Figure 5). Cada fármaco crónico adicional se asoció con un OR de 1,01 (IC 95%: 1,01–1,02), mientras que cada enfermedad crónica adicional presentó OR 0,98 (IC 95%: 0,97–1,00). La insuficiencia cardíaca (OR = 0,40; IC 95%: 0,35–0,47) y la insuficiencia renal crónica (OR = 0,76; IC 95%: 0,67–0,87) se asociaron con mayor frecuencia de secuencia pre. La heterogeneidad residual por CCAA fue pequeña (MOR = 1,07; ICC = 0,0014).
Cascada BZD-AV. Tampoco hubo asociación ajustada del subgrupo principal (OR = 1,02; IC 95%: 0,93–1,13; p = 0,633). El síndrome vertiginoso crónico se asoció con secuencia pre (OR = 0,49; IC 95%: 0,47–0,52). La demencia (OR = 1,17; IC 95%: 1,09–1,26), la depresión (OR = 1,12; IC 95%: 1,07–1,16), el sexo masculino (OR = 1,09; IC 95%: 1,07–1,12) y el número de fármacos crónicos (OR = 1,02 por unidad; IC 95%: 1,01–1,02) se asociaron con mayor frecuencia de secuencia post. La heterogeneidad por CCAA también fue reducida (MOR = 1,07; ICC = 0,0016).
En ambas cascadas, la pequeña diferencia cruda entre subgrupos no persistió tras el ajuste. Estos OR describen el orden temporal entre pacientes biexpuestos y no deben interpretarse como riesgo individual ni efecto causal.
Análisis de sensibilidad
Los resultados variaron con la definición temporal. Con ventanas de ±30 días, el SR fue 0,86 en ambas cascadas; con ±60 días fue 1,03 en GABA-DA y 0,97 en BZD-AV; y con ±90 días alcanzó 1,20 y 1,07, respectivamente. Clasificar las coprescripciones del día índice como post elevó los SR a 1,87 y 1,92, mientras que clasificarlas como pre los redujo a 0,72 y 0,58.
En BZD-AV se observó heterogeneidad según el fármaco evento: el grupo N07CA presentó un SR de 0,91 (IC 95%: 0,90–0,92), mientras que sulpirida (N05AA/N05AX) presentó un SR de 1,95 (IC 95%: 1,90–2,00). El análisis anual mostró una reducción general del SR BZD-AV hasta 0,90 en 2023 (Figure 6).
Discusión
Este estudio encontró una asimetría cruda modesta en la secuencia de prescripción de diurético de asa tras gabapentinoides (SR 1,20) y, en menor medida, de antivertiginoso tras benzodiacepinas (SR 1,07), compatible con la existencia de cascadas terapéuticas descritas previamente para ambas combinaciones. Sin embargo, la comparación principal del estudio —si esa asimetría es mayor en personas de 65 o más años con polifarmacia que en el resto de la población BIFAP— no se sostuvo tras el ajuste por sexo, edad, carga de comorbilidad y confusores por indicación: los OR ajustados fueron próximos a 1 y no estadísticamente significativos en ninguna de las dos cascadas (GABA-DA: OR 0,85; BZD-AV: OR 1,02). El RSR crudo, calculado sin ajuste, tampoco mostró una diferencia relevante en GABA-DA (1,00) y solo una diferencia pequeña, aunque estadísticamente significativa por el gran tamaño muestral, en BZD-AV (1,04).
Comparación con la literatura
La cascada gabapentinoide–diurético de asa se ha descrito previamente en Canadá [16], Estados Unidos y Dinamarca [15], y mediante el mismo diseño ASSP aplicado conjuntamente a ambas cascadas en una base de reclamaciones japonesa [18], estudio cuyo planteamiento metodológico sirvió de referencia directa para este trabajo; la de benzodiacepina–antivertiginoso comparte el mismo mecanismo propuesto de tratar un efecto adverso (edema, inestabilidad) con un fármaco adicional en lugar de reconsiderar el fármaco causal [5,6]. Nuestros resultados son consistentes con esos estudios en cuanto a la dirección del SR crudo (>1 en ambas cascadas), pero no reproducen una asociación diferencial clara en el subgrupo de mayor edad y polifarmacia, que era la hipótesis específica de este trabajo para la población española de BIFAP. Un estudio de predictores en veteranos estadounidenses encontró que, a diferencia de la edad avanzada (asociada a menor riesgo), la polifarmacia extensa (≥10 fármacos) sí se asoció con mayor riesgo de la cascada GABA-DA [28], un patrón que no logramos replicar con nuestra definición combinada de edad y polifarmacia (≥5 fármacos crónicos).
Una explicación posible es que el fenómeno de cascada, si existe, no sea específico de los pacientes mayores polimedicados sino que afecte de forma más homogénea a todos los biexpuestos, lo que diluiría la señal en una comparación de subgrupos en lugar de eliminarla. Otra explicación, no excluyente, es que buena parte de la asimetría cruda observada refleje confusión por indicación o canalización clínica (channeling) —pacientes con más contactos con el sistema sanitario en general reciben más prescripciones de todo tipo en ventanas próximas al inicio de un tratamiento crónico— más que una cascada terapéutica propiamente dicha; esta interpretación es compatible con la sensibilidad del SR a la definición de ventana temporal observada en los análisis de sensibilidad, y con el hecho de que confusores por indicación inversa (insuficiencia cardíaca e insuficiencia renal en GABA-DA; síndrome vertiginoso crónico en BZD-AV) mostraran los coeficientes más marcados del modelo. Esta cautela es coherente con hallazgos recientes en atención primaria neerlandesa, donde solo el 28,6% de las secuencias de prescripción identificadas mediante una lista de cascadas de consenso internacional (ThinkCascades) se confirmaron como cascadas verdaderas tras revisión manual de la historia clínica [29], lo que subraya que un SR crudo elevado no equivale por sí solo a evidencia clínica de causalidad. Un estudio posterior en residencias de mayores estadounidenses estimó una incidencia de la cascada GABA-DA del 4,2% e identificó predictores clínicos individuales de su aparición [30], una aproximación centrada en la predicción a nivel de paciente que complementa la comparación de subgrupos por edad y polifarmacia realizada en este trabajo.
Implicaciones clínicas
Los hallazgos no respaldan que la vigilancia de estas cascadas deba concentrarse selectivamente en pacientes mayores con polifarmacia frente al resto de la población tratada con gabapentinoides o benzodiacepinas: la asimetría temporal cruda, cuando existe, parece un fenómeno más general. Esto no resta relevancia clínica a la revisión sistemática de nuevas prescripciones de diuréticos de asa tras gabapentinoides o de antivertiginosos tras benzodiacepinas como oportunidad de deprescripción [7,8,21], especialmente porque los gabapentinoides y las benzodiacepinas son de uso extendido en atención primaria en España [4] y ambas combinaciones son plausibles y ya descritas en otros sistemas sanitarios. Esta recomendación se refuerza por una revisión de historias clínicas en veteranos estadounidenses que mostró que los clínicos rara vez consideraron el gabapentinoide como causa del edema al prescribir el diurético, y que la cascada se asoció con daños posteriores como deterioro de la función renal, alteraciones electrolíticas y caídas [31].
Limitaciones
La principal limitación es la ausencia de tasas poblacionales de prescripción del fármaco evento, necesarias para estimar el NESR. Esta ausencia se asume como una limitación permanente del estudio: dichas tasas no forman parte de los extractos de BIFAP disponibles para este proyecto y no se espera obtenerlas, por lo que ninguna versión futura de este análisis, con los datos actuales, podrá corregir el SR por tendencia secular. En consecuencia, los SR presentados no están corregidos por tendencia secular y no debe asumirse que NESR = 1 sea necesariamente conservador; los resultados deben interpretarse como una medida cruda de asimetría temporal, no como una estimación ajustada del riesgo de cascada terapéutica.
La amplitud de la ventana, el tratamiento de las coprescripciones del día índice y la heterogeneidad entre grupos ATC modificaron sustancialmente las estimaciones. Esta dependencia de las decisiones analíticas limita la interpretación causal y la generalización del SR agregado, especialmente en BZD-AV. La estratificación por año calendario no sustituye al NESR poblacional.
Otra limitación podría encontrarse debido al amplio abanico de indicaciones que estos fármacos podrían tener en este grupo poblacional. Si de toda la proporción de eventos asociables al fármaco esta prescripción en cascada supusiese un bajo número de ellos, es posible que la asociación final esté atenuada [24].
Se ha demostrado previamente que el ASSP tiene una sensibilidad del 61%, una especificidad del 93%, un valor predictivo positivo del 77% y un valor predictivo negativo del 87%, utilizando eventos adversos identificados en ensayos controlados aleatorios como el gold estándar para eventos positivos y controles negativos de eventos adversos identificados en la información del producto de fármacos no relacionados a priori [25,32].
Conclusión
En la población de BIFAP se observó una asimetría temporal cruda modesta, compatible con las cascadas GABA-DA y BZD-AV descritas en otros países, pero no una asociación independiente entre pertenecer al subgrupo de 65 o más años con polifarmacia y el orden temporal de la prescripción, una vez ajustado por comorbilidad y confusores por indicación. La imposibilidad permanente de corregir por tendencia secular (NESR), la sensibilidad del SR a la definición de ventana y del día índice, y la heterogeneidad farmacológica dentro de cada cascada limitan la interpretación causal de estos resultados y aconsejan tratarlos como una estimación exploratoria de la magnitud del fenómeno en atención primaria española, más que como una cuantificación definitiva del riesgo de cascada terapéutica.
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Supplementary files
Supplementary Table 1. Fármacos de exposición incluidos en el análisis.
| Código ATC | Principio activo | Descripción |
|---|---|---|
| BZD-AV | ||
| GABA-DA | ||
Supplementary Table 2. Fármacos evento incluidos en cada cascada.
| Código ATC | Principio activo | Descripción |
|---|---|---|
| BZD-AV | ||
| GABA-DA | ||
Supplementary Table 3. Fármacos confusores preespecificados incluidos en el ajuste.
| Código ATC | Principio activo |
|---|---|
Supplementary Table 4. Validación post-hoc de la especificación del modelo de regresión logística multinivel.
| Modelo1 | n | AIC | BIC | LRT CCAA | AUC / R² Nagelkerke |
|---|---|---|---|---|---|
| GABA-DA | |||||
| BZD-AV | |||||
| 1 M3: modelo completo (enfermedades específicas + efecto aleatorio CCAA); M2: sin enfermedades específicas; M1: sin efecto aleatorio CCAA (glm). AUC y R² de Nagelkerke calculados sobre M3. | |||||
La especificación de las covariables fue a priori (razonamiento clínico y protocolo), no seleccionada por criterio estadístico; la comparación de modelos en Table 4 es una validación posterior, no una selección de modelo. Incluir las enfermedades específicas de indicación mejoró el ajuste en ambas cascadas. El efecto aleatorio por CCAA estuvo claramente justificado en BZD-AV (LRT p < 0,001) pero fue marginal en GABA-DA (LRT p = 0,081; el BIC favoreció el modelo sin CCAA); se mantuvo en ambas cascadas por coherencia metodológica y por ser el efecto aleatorio pre-especificado en el protocolo. La discriminación fue baja en ambos modelos (AUC 0,58 y 0,56; pseudo-R² de Nagelkerke 0,03 y 0,02, respectivamente), lo cual es esperable dado que el modelo describe el orden temporal entre biexpuestos (un diseño ASSP) y no pretende predecir la prescripción del fármaco evento.
Supplementary Picture 1. Representación esquemática de la entrada en la cohorte y de las ventanas temporales del análisis de secuencias simétricas de prescripción.
