Relación entre la utilización de recursos sanitarios y aspectos socioeconómicos en Atención Primaria

INTRODUCCIÓN

El Sistema Nacional de Salud español (SNS) está considerado entre los mejores del mundo, y dentro de él la Atención Primaria (AP) obtiene una excelente puntuación en las encuestas de calidad percibida por la población^1,2. Sin embargo y a pesar del balance positivo, la AP se encuentra en estos momentos en una situación de crisis³. Importantes cambios políticos y económicos han acaecido en nuestra sociedad en los últimos años, que han ocasionado un debilitamiento de los diferentes recursos disponibles que hacían posible la excelencia del SNS^4,5.

Existen múltiples referencias a la hiperfrecuentación en las consultas de AP^6-8. Se trata de un fenómeno complejo y multicausal: por un lado la escasa existencia de barreras económicas en el acceso, que si bien favorece la equidad de la asistencia médica, por otro lado y en una sociedad con tendencia al consumismo en general, hace que la sanidad se convierta en otro bien a consumir^9,10, la medicalización de la vida cotidiana, en parte favorecida por el propio Sistema que también contribuye a ello¹¹, por último y a pesar de los esfuerzos de los profesionales la prevención, promoción y educación para la salud se muestran insuficientes para intentar controlar la sobreutilización de los recursos¹².

Son escasos los trabajos en el ámbito pediátrico que muestren datos sobre los diferentes aspectos que influyen en la utilización de los recursos sanitarios y que pueden derivar en un consumo inapropiado de los mismos¹³.

Hay que considerar que una buena organización y gestión de los presupuestos por parte de los políticos y profesionales es indispensable para la sostenibilidad del sistema.

Conocer las necesidades en el ámbito de la salud de la población es indispensable para organizar y gestionar presupuestos, dichas necesidades vienen en parte determinadas por la situación económica social. El objetivo de este trabajo ha sido evaluar la influencia de la situación psicosocioeconómica de la población asignada a dos consultas pediátricas en la utilización de los recursos sanitarios.

MATERIAL Y MÉTODOS

Se trata de un estudio descriptivo observacional realizado con los datos obtenidos mediante encuestas a los padres de 434 niños de un mes a 14 años de edad que acudieron a dos consultas pediátricas pertenecientes a dos centros de salud urbanos de la ciudad de Madrid. La encuesta fue validada previamente en un estudio piloto (fiabilidad α de Cronbach 0,768, p <0,0001 y validez mediante análisis factorial confirmatorio y coeficiente de correlación ítem-test). El total de tarjetas sanitarias asignadas a las dos consultas en esos tramos de edad era de 2580 niños, y se ofreció realizar la encuesta desde enero de 2018 hasta agosto 2019 a una muestra seleccionada aleatoriamente entre todos los que acudieron a las consultas con cita previa o sin ella.

Los datos recogidos fueron los siguientes: edad y sexo de los niños, edad y país de origen de los padres, situación familiar teniendo en cuenta la convivencia o no de la pareja, nivel de ingresos del grupo familiar, número de consultas realizadas al centro de salud, servicios de urgencias de hospitales o puntos de atención continuada (PAC), pruebas de imagen o de laboratorio solicitadas, así como derivaciones cursadas a atención especializada, antibióticos y otros fármacos prescritos, dosis de vacunas no financiadas por el sistema sanitario público; también se pasó a los padres el test de ansiedad y depresión de Goldberg¹⁴, consistente en un instrumento de cribado para detectar la ansiedad y depresión. La escala global tiene una sensibilidad del 83% y una especificidad del 82%, su aplicación es heteroadministrada y los puntos de corte son de 4 o más puntos para la subescala de ansiedad y de dos o más puntos para la de depresión. La escala está diseñada para detectar probables casos, no para diagnosticarlos. Los datos relativos al número de consultas realizadas se comprobaron en los registros de la historia clínica electrónica.

En cuanto al nivel de ingresos se hicieron dos grupos: familias con ingresos menores o superiores a 1000 euros al mes.

Las medidas de resultado utilizadas en este estudio han sido el número de consultas realizadas en los centros de salud, en los PAC y en los servicios de urgencias, así como el número total de consultas que engloba las anteriormente citadas. La realización o no de pruebas de imagen o de laboratorio, las derivaciones a atención especializada y los fármacos prescritos (antibióticos y otros fármacos) también se han considerado medidas de resultado.

El análisis estadístico de los datos se realizó aplicando el programa comercial SPSS 15.0. Los datos básicos se expresaron en medias y desviaciones estándar (DE) en el caso de las variables cuantitativas, y en números y porcentajes en el caso de las variables cualitativas. Se calcularon los intervalos de confianza del 95% (IC 95). Las comparaciones entre las variables cuantitativas se realizaron mediante la prueba de Mann-Whitney y después de comprobar que no se ajustaban a una distribución normal (test de Kolmogorov-Smirnov). En las que se realizaron entre las variables cualitativas se utilizó la prueba de chi cuadrado y se calcularon las odds ratio. Se consideró significación estadística valores de p inferiores a 0,05. Se realizó estudio multivariante mediante regresión logística binaria y regresión lineal múltiple, según el caso, partiendo del modelo máximo y retirando una a una las variables introducidas hasta dejar las que tenían significación estadística.

RESULTADOS

Se registraron los datos de 434 pacientes, de los cuales 200 (46,08%) eran varones y 234 (53,91%) mujeres, con una edad media de 3,68 años, rango de un mes a 14 años y (DE: 3,36). La edad media de las madres era de 36,58 años (DE: 6,29) y la de los padres 38,87 (DE: 7,24). El número de hijos era de 1,64 de media (DE: 0,76) y en 261 (60,1%) casos se trataba del primer hijo. En 49 casos (11,29%) la familia era monoparental y en 197 (45,39%) familias con al menos uno de los progenitores inmigrante. Con relación a los ingresos, en 82 (18,89%) casos ingresaron menos de 1000 euros al mes y en 352 (81,10%) familias los ingresos superaron los 1000 euros. Se contabilizaron 26 (5,99%) casos en los que ambos progenitores estaban en paro.

En la prueba de Goldberg la puntuación en el apartado ansiedad fue de 1,10 de promedio (DE: 2,71) y la puntuación de depresión fue de 0,70 de promedio (DE: 2,14). Los que presentaron una puntuación igual o superior a cuatro en el apartado de ansiedad fueron 64 (14,74%) y en el apartado de depresión 55 (12,67%) presentaron dos o más puntos.

El promedio de consultas totales fue de 2,22 (DE: 1,60); se realizaron 87 (20,09%) derivaciones a Atención Especializada; se habían prescrito antibióticos en 92 (21,19%) casos; 286 (65,98%) pacientes tomaron algún tipo de medicación; se habían efectuado en 47 casos (10,82%) pruebas de imagen y en 65 casos (14,97%) pruebas de laboratorio; 275 (63,36%) familias compraron vacunas que no estaban incluidas en el calendario vacunal de la Comunidad de Madrid; un total de 68 pacientes (15,66%) padecían una enfermedad crónica. La Tabla 1 recoge los datos epidemiológicos del total de la muestra estudiada.

DE: desviación estándar.

Tabla 1. Características epidemiológicas de la muestra estudiada
Edad de los niños en años: media 3,68 (DE: 3,36)
Edad de las madres en años: media 36,58 (DE: 6,29)
Edad de los padres en años: media 38,87 (DE: 7,24)
Número de hijos: media 1,64 (DE: 0,76)
Familias monoparentales: n = 49 (11,29%)
Familias inmigrantes: n = 197 (45,39%)
Nivel de ingresos/mes: <1000 euros 82 (18,89%); >1000 euros 352 (81,10%)
Puntuación de la prueba de Goldberg: apartado ansiedad: media 1,10 (DE: 2,71); apartado depresión: media 0,70 (DE: 2,14); presentaron puntuación ≥4 en la de depresión n = 64; presentaron puntuación ≥2 en la escala de ansiedad n = 55
Consultas totales: media 2,22 (DE: 1,60); consultas en el centro de salud: media 1,64 (DE: 1,02); consultas en urgencias: media 0,49 (DE: 0,98)
Derivaciones a atención especializada: n = 87 (20,09%)
Consumo de antibióticos: n = 92 (21,19%)
Consumo de medicamentos: n = 286 (65,89%)
Pruebas de imagen: n = 47 (10,82%)
Pruebas de laboratorio: n = 65 (14,97%)
Vacunas no financiadas: n = 275 (63,36%)
Pacientes con enfermedad crónica: n = 68 (15,66%)

La Tabla 2 recoge los coeficientes de correlación de Spearman encontrados entre las consultas realizadas al centro de salud, servicios de urgencias y consultas totales con la puntuación obtenida para depresión y ansiedad en la prueba de Goldberg y la edad en años de la población estudiada, observándose que todos ellos presentan una correlación significativa con la excepción de la puntuación para depresión con el número de consultas urgentes.

Tabla 2. Coeficientes de correlación de Spearman entre el número de consultas totales, consultas al centro de salud y consultas a urgencias con edad y las puntuaciones en ansiedad y depresión en el total de estudiados
	Puntuación de ansiedad	Puntuación de depresión	Edad en años
Consultas en el centro de salud	0,158 (p = 0,001)	0,113 (p = 0,018)	0,141 (p = 0,003)
Consultas urgentes	0,149 (p = 0,002)	0,059 (p = 0,220)	0,110 (p = 0,02)
Consultas totales	0,210 (p <0,0001)	0,137 (p = 0,004)	0,158 (p = 0,001)

En la Tabla 3 se recogen los resultados obtenidos en la regresión lineal múltiple para el total de consultas realizadas, evidenciándose que solo se mantiene la relación positiva con la puntuación de ansiedad y la negativa con la edad.

IC 95: intervalo de confianza del 95%.

Tabla 3. Resultados de la regresión lineal múltiple para el total de consultas realizadas (se recogen solo las variables que tuvieron relación significativa con el número total de consultas)
	Beta	IC 95	p
Edad	-0,071	-0,114 a -0,028	0,001
Puntuación de ansiedad	0,162	0,109 a 0,215	<0,0001

En la Tabla 4 se recogen las odds ratio (OR) para la realización de alguna prueba de laboratorio y para la compra de vacunas no financiadas, observándose que la realización de una prueba de laboratorio es significativamente mayor en quienes tienen una puntuación de ansiedad ≥4 y depresión ≥2, se encuentran en paro o padecen una enfermedad crónica y que la compra de vacunas no financiadas es significativamente mayor en los que tienen ingresos mayores de 1000 euros (OR: 3,267; IC 95: 1,990 a 5,362; p <0,0001) y menor en los que están en paro o pertenecen a una familia monoparental. Por otro lado, también se ha evidenciado que toman significativamente más medicamentos los que padecen una enfermedad crónica (OR: 2,75; IC 95: 1,42 a 5,33; p = 0,002) y sus ingresos son mayores de 1000 euros (OR: 1,67; IC 95: 1,01 a 7,04; p = 0,049), la toma de antibióticos es superior en quienes están en paro (OR: 2,47; IC 95: 1,08 a 5,66; p = 0,027).

Odds ratio, IC 95 para la realización de alguna prueba de laboratorio y de imagen, derivación a Atención Especializada, toma de algún medicamento, antibióticos y vacunas no financiadas (solo se recogen las que tuvieron significación estadística).

Tabla 4. Odds ratio encontrados entre la realización de pruebas de laboratorio, de imagen, consumo de algún antibiótico, vacunaciones no gratuitas, realización de derivaciones a Atención Especializada y consumo de al menos un medicamento con las variables socioeconómicas y psicológicas analizadas (solo se recogen los resultados que presentaron significación estadística)
	Laboratorio	Imagen	Antibióticos	Vacunas	Derivación a Atención Especializada	Toma de medicamentos
Ansiedad 4	3,28 (1,77-6,06) p <0,0001
Depresión 2	3,15 (1,59-6,24) p = 0,002
Paro	2,72 (1,13-6,57) p = 0,020	2,67 (1,01-7,04) p = 0,049	2,47 (1,08-5,66) p = 0,027	0,23 (0,10-0,55) p = 0,001
Familia monoparental				0,35 (0,19-0,64) p <0,0001
Enfermedad crónica	4,32 (2,38-7,83) p <0,0001				9,66 (5,45-17,12) p <0,0001	2,75 (1,42-5,33) p = 0,002
Ingresos >1000 euros				3,26 (1,99-5,36) p <0,0001		1,67 (1,02-2,73) p = 0,038

En las familias que tenían a todos sus miembros en paro, la puntuación de ansiedad ≥4 fue significativamente superior al resto (OR: 5,85; IC 95: 2,567 a 13,341; p <0,0001) y también el de depresión ≥2 (OR: 6,250; IC 95: 2,647 a 14,760; p <0,0001).

La Tabla 5 muestra los resultados de la regresión logística para la realización de pruebas de laboratorio, que están relacionada positivamente con el hecho de presentar un nivel de ansiedad con puntuación ≥4 en la prueba de Goldberg y padecer una enfermedad crónica.

IC 95: intervalo de confianza del 95%; OR: odds ratio.

Tabla 5. Resultados de la regresión logística para la realización de al menos una prueba de laboratorio (se recogen solo las variables que tuvieron relación significativa en el modelo analizado)
	OR	IC 95	p
Ansiedad ≥4	2,78	1,46-5,28	0,02
Enfermedad crónica	3,84	2,09-7,07	<0,0001

La Tabla 6 recoge los resultados de la regresión logística para la toma de algún medicamento, siendo positiva la relación con la presencia de una enfermedad crónica y negativa con la edad.

IC 95: intervalo de confianza del 95%; OR: odds ratio.

Tabla 6. Resultados de la regresión logística para el consumo de al menos un medicamento (solo se recogen las variables que tuvieron relación significativa con el modelo analizado)
	OR	IC 95	p
Enfermedad crónica	3,15	1,60-6,19	0,001
Edad	0,927	0,87-0,98	0,014

DISCUSIÓN

Las necesidades en materia de salud de la población no siempre se corresponden con la correcta utilización de los recursos sanitarios disponibles^15,16. La planificación de las políticas sanitarias supone conocer los factores determinantes de la salud, y se sabe que el grado de salud de los individuos está íntimamente relacionado con el nivel socioeconómico al que pertenecen dentro de la sociedad donde se desenvuelven, y en concreto el estado de salud de los niños depende en buena parte del nivel socioeconómico de sus progenitores^17,18. En la actualidad las desigualdades sociales son enormes, y hoy día se habla de un gradiente social de salud que va desde la cima hasta la base del espectro socioeconómico: las clases sociales más deprimidas tienen peor salud, peor calidad asistencial y tasas de mortalidad más altas¹⁹.

Resultan de interés creciente los estudios que relacionan los determinantes sociales que influyen en la utilización por parte de la población de los servicios sanitarios^20-22.

El hecho de recibir atención sanitaria tantas veces como el paciente lo demande tiene un costo económico elevado. La frecuentación a las consultas del pediatra de AP y Atención Especializada constituye un indicador de utilización de recursos sanitarios. En nuestro estudio, hemos encontrado que los padres con un nivel elevado de ansiedad consultan más y este resultado corrobora el que obtuvimos en un estudio recientemente publicado por nosotros²³. En los casos de familias en las que ambos progenitores estaban en paro, así como en las familias monoparentales, los niveles de ansiedad y depresión eran más elevados, así como las familias en las cuales algún hijo padece una enfermedad crónica. Es abundante la literatura científica que relaciona la frecuentación pediátrica con los niveles de ansiedad y depresión de los padres^24,25. Nuestro estudio aporta como novedad la utilización de la escala de Goldberg, de simple manejo en AP ya que en pocos minutos es posible detectar indicios del estado psicológico de los padres en relación a los niveles de ansiedad y depresión; también hemos observado que la frecuentación de las consultas está relacionada inversamente con la edad de los niños, es decir que a menor edad mayor frecuentación y viceversa, aspecto ya descrito en la literatura científica²⁶. La presencia de enfermedad crónica en los niños supone mayor consumo de fármacos, mayor solicitud de pruebas de imagen y de laboratorio. Los pacientes con ambos progenitores en paro han recibido más tratamientos antibióticos²⁷. Arias Álvarez et al.²⁸ encuentran resultados similares en relación con el consumo de medicamentos y frecuentación a las consultas. No hemos encontrado relación entre el consumo de recursos sanitarios y el país de origen de los padres en consonancia también con los resultados de Arias y cols.

En relación con las derivaciones realizadas entre nuestra población a atención especializada hemos encontrado una relación positiva con la edad de los niños²⁹.

La compra de vacunas no financiadas queda limitada a las familias con más recursos económicos.

El perfil demográfico de la población estudiada incluye una amplia representación del colectivo inmigrante, ya que un 45,39% de las familias de la muestra tiene al menos un progenitor extranjero. No hemos encontrado que este colectivo consuma más recursos sanitarios que los autóctonos coincidiendo con el estudio de Gimeno-Feliu et al.³⁰. La población inmigrante del presente estudio coincide en todas sus características con el perfil que mostramos en nuestro anterior trabajo³¹. La inmigración de nuestra sociedad proviene de países deprimidos y aunque se ponga en ella expectativas en relación con la futura sostenibilidad del estado de bienestar³², la realidad es que pertenecen, por lo general, al colectivo más desfavorecido y al cual hay que prestar especial atención a la hora de asignar recursos con el fin de no aumentar la brecha entre los niveles socioeconómicos.

Nuestro trabajo tiene algunas limitaciones, por un lado, el tamaño de la muestra que pertenece únicamente a dos centros de salud y no representa a la población de la Comunidad de Madrid y por otro, la recogida de datos realizando encuestas puede tener sesgos de memoria y fallos en la recogida de estos.

Dado el interés y la complejidad del tema sería recomendable realizar más estudios, y a ser posible con muestras más amplias, ya que como conclusión nuestros resultados ponen de manifiesto, una vez más, el aspecto multifactorial que subyace tras el consumo de recursos sanitarios, que si bien implica por un lado a los profesionales que prestan la asistencia sanitaria^33-35, por otro lado están determinados por las características de la población a quien va destinada dicha asistencia, siendo especialmente sensibles las familias con todos los miembros en paro y aquellas con ingresos menores a 1000 euros/mes. Nuestro estudio pone de manifiesto la extrema vulnerabilidad de las clases sociales más deprimidas y refleja como los factores psicosocioeconómicos influyen altamente en la salud de la población. Realizar una correcta planificación sanitaria es imprescindible, para que no se fomente lo que Benach et al.³⁶ consideran la mayor epidemia del siglo XXI que sería la desigualdad en salud.

CONFLICTO DE INTERESES

Los autores declaran no presentar conflictos de intereses en relación con la preparación y publicación de este artículo.

ABREVIATURAS

AP: Atención Primaria · DE: desviaciones estándar · IC 95: intervalo de confianza del 95% · OR: odds ratio · PAC: puntos de atención continuada · SNS: Sistema Nacional de Salud.

BIBLIOGRAFÍA

1. Murillo C, Saurina C. Medida de la importancia de las dimensiones de la satisfacción en la provisión de servicios de salud. Gac Sanit. 2013;27:304-9.
2. La Atención Primaria de Salud en 2025. En: Organización Médica Colegial de España. Consejo General de Colegios Oficiales de Médicos. Documentos 2017 [en línea] [consultado el 06/07/2021]. Disponible en www.cgcom.es/sites/default/files/atencion_primaria_2025/19/
3. Legido-Quigley H, Urdaneta E, González A, La Parra D, Muntaner C, Álvarez-Dardet C, et al. Erosion of universal health coverage in Spain. Lancet. 2013;382:1977.
4. Mellado MJ. La AEP, determinante en los cambios profesionales, epidemiológicos, socioculturales y medioambientales que impactaran en la salud de los niños del país. An Pediatr (Barc). 2019;90:338-41.
5. Encuesta. La crisis, los niños y los pediatras. Noviembre 2012. En: Asociación Española de Pediatría [en línea] [consultado el 06/07/2021]. Disponible en www.aeped.es/sites/default/files/encuesta_aep.pdf
6. Herranz Jordán B, Jiménez García JJ. Hiperfrecuentación en urgencias pediátricas. An Pediatr (Barc). 2017;87:121.
7. Rivas García A, Manrique Martín G, Butragueño Laiseca L. Hiperfrecuentación y la oferta de atención pediátrica. An Pediatr (Barc). 2017;87:123.
8. Fernández Alonso C, Aguilar Mulet M, Romero Pareja R, Rivas García A, Fuentes Ferrer ME, González Armengol JJ. Hiperfrecuentacion en Atención Primaria e hiperfrecuentadores en urgencias. Aten Primaria. 2018;50:222-7.
9. Estadística de Gasto Sanitario Público, principales resultados. En: Ministerio de Sanidad y Consumo 2018 [en línea] [consultado el 06/07/2021]. Disponible en www.mscbs.gob.es/estadEstudios/estadisticas/docs/EGSP2008/egspPrincipalesResultados.pdf
10. Segura Benedicto A, Giner Ruiz V. El consumo sanitario inapropiado y la trivialización de la medicina. Aten Primaria. 2013;45:274-7.
11. Orueta Sánchez R, Santos Rodríguez C, González Hidalgo E, Fagundo Becerra EM, Alejandre Lázaro G, Carmona de la Morena J, et al. Medicalización de la vida (I). Rev Clin Med. 2011;4:150-61.
12. Piñeiro Pérez R, Carabaño Aguado I. Hiperfrecuentación en urgencias. Experiencia y fracaso de una consulta de educación sanitaria. An Pediatr (Barc). 2017;87:362.
13. Priego Álvarez HR (dir.). Consumo en Salud. Análisis Mercadológico del comportamiento del consumidor sanitario. En: Universidad Autónoma de Barcelona [en línea] [consultado el 06/07/2021]. Disponible en www.tdx.cat/handle/10803/4614#page=1
14. Lobo A, Montón C, Campos R, García-Campayo J, Pérez Echevarria MJ. Detección de morbilidad psíquica en la práctica médica. El nuevo instrumento EADG. Zaragoza: Luzán; 1993.
15. Fundación Foessa. Informe sobre exclusión y desarrollo social en Madrid. 2019. En: Cáritas [en línea] [consultado el 06/07/2021]. Disponible en www.caritasmadrid.org/viii-informe-foessa-sobre-exclusion-y-desarrollo-social-en-la-comunidad-de-madrid-2019
16. Llano Ortiz JC. 9.º Informe AROPE (2019). El estado de la pobreza. Seguimiento del indicador de pobreza y exclusión social en España [en línea] [consultado el 06/07/2021]. Disponible en www.eapn.es/estadodepobreza/
17. Coduras Martínez A, del Llano Señaris JE. La Sanidad Española en cifras. 2018. En: Asociación Española de Enfermería de Salud Mental [en línea] [consultado el 06/07/2021]. Disponible en www.aeesme.org/wp-content/uploads/2019/05/Sanidad-espanola-en-cifras-2018.pdf
18. Sastre Paz M, Terol Claramonte M, Clara Zoni A, Esparza Olcina MJ, del Cura González MI. Tomando conciencia de las desigualdades sociales en la salud de la población infantil. Aten Primaria. 2016;18:203-8.
19. Determinantes sociales de la salud. Comisión sobre Determinantes Sociales de la Salud. WHA62.14. En: Organización Mundial de la Salud [en línea] [consultado el 06/07/2021]. Disponible en www.who.int/social_determinants/es/
20. Jiménez Rubio D, Ortega Ortega M. Salud y posición socioeconómica: evidencia empírica reciente en el panorama internacional y en España. Rev Estud Empres. 2014;1:40-5.
21. Stringhini S, Carmeli C, Jokela M, Avendaño M, Muenning P, Guida F, et al. Socioeconomic status and the 25 x 25 risk factors as determinants of premature mortality: a multicohort study and meta-analysis of 1.7 million men and women. Lancet. 2017;389:1229-37.
22. Actividad y calidad de los servicios sanitarios. Informe anual del Sistema Nacional de Salud 2017. En: Ministerio de Sanidad, Consumo y Bienestar Social [en línea] [consultado el 06/07/2021]. Disponible en www.mscbs.gob.es/estadEstudios/estadisticas/sisInfSanSNS/tablasEstadisticas/InfSNS2017.htm
23. Martín Martín R, Sánchez Bayle M, Teruel de Francisco C. Aspectos psicosociales relacionados con la hiperfrecuentación en las consultas pediátricas de Atención Primaria. An Pediatr (Barc). 2019;90:26-31.
24. Montalbán Sánchez J. Relación entre ansiedad y dinámica familiar. Aten Primaria. 1998;21:29-34.
25. Tapia Collados C, Gil Guillen V, Orozco Beltrán D. Influencia de la ansiedad materna en la frecuentación de las consultas de Atención Primaria. Aten Primaria. 2005;36:167-8.
26. Sandín Vázquez M, Conde Espejo P. Hiperfrecuentación: percepción de los profesionales de Atención Primaria sobre la influencia de factores sociales y de organización del entorno sanitario. Rev Calid Asist. 2011;26:256-63.
27. García Vera C, Albañil Ballesteros MR. Prescripción de antibióticos en la Atención Primaria pediátrica: una responsabilidad compartida. An Pediatr (Barc). 2018;89:195-6.
28. Arias Álvarez MA, Sánchez Bayle M, Gancedo García C, Martín Martín R, Estepa Soto MR, Díaz Martínez ME. Nivel socioeconómico y consumo de recursos sanitarios en Atención Primaria. An Pediatr (Barc). 2004;61:292-7.
29. Contreras Balada N, Gilbert Agulló A, Linares Muñoz JM, Ponce Villacreces MC, Casamada Humet N, Sauvalle Soler M. Análisis de las derivaciones a la Atención Especializada desde la consulta de Atención Primaria. Rev Pediatr Aten Primaria.2015;17:e13-e20.
30. Gimeno-Feliu LA, Macipe-Costa RM, Dolsac I, Magallón-Botaya R, Luzón L, Prados-Torres, et al. Frecuentación de la población inmigrante versus autóctona en Atención Primaria: ¿Quién consume más servicios? Aten Primaria. 2011;43:544-50.
31. Martín Martín R, Sánchez Bayle M, Gancedo García C, Teruel de Francisco MC, Coullaut López A. Las familias de la crisis en las consultas pediátricas de Atención Primaria: estudio descriptivo observacional. An Pediatr (Barc). 2016;84:189-94.
32. Bruquetas Callejo M, Moreno Fuentes F. Inmigración y Estado de Bienestar en España. Colección Estudios Sociales. Obra Social La Caixa. En: Fundación de la Lengua Española [en línea] [consultado el 06/07/2021]. Disponible en www.fundacionlengua.com/extra/descargas/des_36/ARTICULOS/volumen-31-de-la-coleccion-de-estudios-sociales-i-inmigracion-y-estado-de-bienestar-en-espana-i.pdf
33. Compromisos de Gobierno 2019-2023. En: Comunidad de Madrid [en línea] [consultado el 06/07/2021]. Disponible en www.comunidad.madrid/transparencia/compromisos-gobierno-2019-2023
34. Pavo García MR, Martínez González C. Recomendaciones para “no hacer” en Pediatría. Rev Pediatr Aten Primaria. 2018;20:291-5.
35. Ruiz-Canela Cáceres J. Dejar de hacer, pero elegir con prudencia. En: AEPap (ed). Curso de Actualización Pediatría 2018. Madrid: Lúa Ediciones 3.0; 2018. p. 309-15.
36. Benach J, Vergara M, Muntaner C. Desigualdad en salud: la mayor epidemia del siglo XXI. Papeles de relaciones sociales y cambio global. Papeles. 2008;103:29-40.

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