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Vol. 45. Núm. 5.
Páginas 271-279 (Junio - Julio 2021)
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Vol. 45. Núm. 5.
Páginas 271-279 (Junio - Julio 2021)
ORIGINAL
DOI: 10.1016/j.medin.2020.11.006
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Destino de los artículos rechazados en Medicina Intensiva en el período 2015-2017
Fate of rejected manuscripts in the journal Medicina Intensiva during 2015-2017 period
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J.L. García-Garmendiaa,
Autor para correspondencia
joseluis.garciagarmendia@sjd.es

Autor para correspondencia.
, F. Gordo-Vidalb, S.R. Leal-Novalc, R. Amaya-Villarc, N. Raimondid, A. Ochagavía-Calvoe, J. Garnacho-Monterof
a Hospital San Juan de Dios del Aljarafe, Sevilla, España
b Hospital Universitario del Henares, Grupo de investigación en Patología Crítica, Universidad Francisco de Vitoria, Madrid, España
c Hospital Universitario Virgen del Rocío, Sevilla, España
d Hospital Municipal Juan A. Fernández, Buenos Aires, Argentina
e Corporación Sanitaria Parc Taulí, Barcelona, España
f Hospital Universitario Virgen Macarena, Sevilla, España
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Estadísticas
Figuras (1)
Tablas (4)
Tabla 1. Principales revistas de publicación de los artículos rechazados en Medicina Intensiva
Tabla 2. Análisis univariante de variables asociadas con la publicación tras el rechazo en Medicina Intensiva según diferentes factores
Tabla 3. Análisis multivariante de variables asociadas con la publicación en revistas indexadas en PubMed tras el rechazo en Medicina Intensiva
Tabla 4. Estudios sobre la publicación de artículos rechazados, con tasas de rechazo, tasa de publicación y tiempo medio de publicación
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Resumen
Objetivo

Conocer el destino de los trabajos rechazados en Medicina Intensiva (MI) en el período del 2015 al 2017 con seguimiento hasta el 2019.

Diseño

Estudio retrospectivo observacional.

Ámbito

Publicaciones en revistas biomédicas.

Participantes

Manuscritos rechazados en la revista Medicina Intensiva.

Intervenciones

Ninguna

Variables de interés

Tiempo de publicación, factor de impacto (FI), citas generadas y variables asociadas con la publicación.

Resultados

De 344 originales y 263 cartas científicas, se rechazaron 420 (69,2%). Se publicaron después 205 (48,8%) y 66 de ellos generaron 180 citas. El FI de las revistas fue menor en 173 casos (84,4%). En 21, el número de citas válidas para FI fue mayor que el FI de MI. El origen del manuscrito odds ratio (OR) 2,11 (IC 95% 1,29 a 3,46), la mujer como autora OR 1,58 (IC 95% 1,03 a 2,44), que estuviera en lengua inglesa OR 2,38 (IC 95% 1,41 a 4,0) y que el artículo hubiera pasado a revisores OR 1,71 (IC 95% 1,10 a 2,66) se asociaron con mayor tasa de publicación en revistas indexadas en PubMed.

Conclusiones

Los artículos rechazados en MI tienen una tasa media de publicación en otras revistas, principalmente con menos FI y generando menor número de citas que el FI de MI.

Palabras clave:
Artículos rechazados
Tasa de publicación
Factor de impacto
Revisión por pares
Bibliometría
Género
Abstract
Objective

To know the fate of the rejected manuscripts in Medicina Intensiva journal (MI) from 2015 to 2017 with surveillance until 2019.

Design

Retrospective observational study.

Setting

Biomedical journals publication.

Participants

Rejected manuscripts in MI journal.

Interventions

None.

Main variables of interest

Time of publication, impact factor (IF), generated citations and variables associated to publication.

Results

The 69% (420) of analyzed articles (344 originals and 263 scientific letters) were rejected, and 205 (48.8%) were subsequently published, with 180 citations of 66 articles. Journal IF was lower in 173 (84.4%) articles. The number of FI-valid citations was higher than the FI of MI in 21 articles. Origin of manuscript OR 2,11 (IC 95% 1.29 – 3.46), female author OR 1.58 (IC 95% 1.03-2.44), english language OR 2,38 (IC 95% 1.41-4.0) and reviewed papers OR 1.71 (IC 95% 1.10-2.66) were associated to publication in PubMed database.

Conclusions

The rejected articles in MI have a mean publication rate in other journals. Most of these articles are published in journals with less IF and fewer citations than the IF of MI.

Keywords:
Rejected articles
Publication rate
Impact factor
Peer review
Bibliometrics
Gender
Texto completo
Introducción

La revisión por pares es el estándar que utilizan las revistas científicas para la selección de los artículos a publicar. A pesar de ello, no existe un procedimiento que garantice que ciertos documentos de calidad suficiente no sean rechazados o que sean aceptados algunos que tengan deficiencias metodológicas1.

Las revistas de mayor factor de impacto (FI) tienen un elevado índice de rechazo de los originales que reciben, y ello es debido, tanto a la exigencia de calidad de los comités editoriales, como a la necesidad de presentar un número limitado de trabajos para mantener elevado el FI, que se asocia con el prestigio de la publicación2.

Esta tasa de rechazo de originales genera una segunda y tercera oleada de envíos a otras revistas, habitualmente con menor FI, las cuales vuelven a revisar el artículo por el mismo sistema. Este fenómeno ha sido valorado en múltiples trabajos con anterioridad3–20. En este circuito de evaluación, el texto original puede ganar en calidad gracias a los consejos de los equipos editoriales y de sus revisores17 o bien quedar obsoletos al ser rechazados en varias ocasiones. Una tasa elevada de publicación tras el rechazo puede indicar una baja calidad en el proceso de revisión, o bien, la necesidad de limitar las publicaciones en la revista inicial para mantener el FI3. Una baja tasa de publicación tras el rechazo puede poner de manifiesto la poca calidad de los originales remitidos, indicando una reducida atracción sobre las investigaciones de calidad de la revista original.

Otra cuestión reside en el FI de las revistas que posteriormente publican los originales rechazados. Es esperable que los autores que ven declinado un artículo busquen revistas con menor FI3,4,6–9,11–13,15,17. Sin embargo, esto no siempre ocurre, y puede ser que el FI sea superior al de la revista original, y ello puede indicar una inadecuada valoración de la calidad del documento.

Las citas que surgen a partir de las publicaciones secundarias también son indicadores de la calidad del proceso editorial aunque, con frecuencia, se presentan en revistas de otras categorías20. La no detección de artículos que generen una gran cantidad de citas podría afectar al FI de la revista como pérdida de oportunidad, y debería considerarse por el equipo editorial como un evento centinela del proceso si se publica en una revista de la misma categoría.

El objetivo de este estudio fue analizar la publicación en otras revistas y la generación de citas de artículos rechazados por el comité editorial de Medicina Intensiva (MI), investigando las variables asociadas con dicha publicación.

Material y métodos

Se realizó un estudio retrospectivo sobre los originales y cartas científicas rechazados por el comité editorial de MI en el período del 2015 al 2017, y que aparecen publicados en otras revistas científicas entre los años 2015 y 2019. Se eligió el comienzo en el año 2015, coincidiendo con el cambio del equipo editorial.

Se utilizó una base de datos de los artículos declinados proporcionada por la editorial Elsevier con todos los documentos rechazados en ese período, que incluía el título, autores, remitente, palabras clave, resumen, fecha de envío y fecha de comunicación de rechazo.

Para comprobar la publicación posterior al rechazo, se emplearon las bases de datos PubMed y Google Scholar, utilizando el nombre del primer autor y del remitente si era diferente al primer autor, el título del trabajo o una combinación de autor y palabras clave del artículo. Para considerarlo como el mismo texto, debían incluir: el mismo primer autor, un título y resumen que fueran similares y estar publicado después de la fecha de rechazo. No se consideraron las publicaciones en repositorios universitarios o boletines locales. En aquellos casos que ofrecían dudas, se realizó un acuerdo por consenso entre tres investigadores [JGM, FGV, JLGG]. Se analizó el FI en el Journal of Citations Report (JCR) de la revista en el año en el que se publicó el artículo, calculando la diferencia con el de MI en ese año. Se consideró que el FI era similar si la diferencia fue ± 0,3 puntos (considerando un 20% de la media del FI de los tres años), mayor si fue > 0,3 puntos y menor si fue < 0,3 puntos.

El número de citaciones generadas por los artículos publicados tras el rechazo se analizó con la base de datos Scopus y el buscador Google Scholar. No se consideraron como citas las que surgieron a partir de publicaciones duplicadas por estar en dos idiomas.

Se analizaron como variables posiblemente relacionadas con la publicación: el género del remitente, el género del primer autor, la coincidencia de remitente y primer autor, el país de procedencia del manuscrito, la lengua en la que fue enviado el manuscrito, el tipo de manuscrito (original/carta científica), el paso a revisores y el tiempo de gestión en días.

Tras la publicación, se analizó el tiempo de publicación calculado como la diferencia entre la fecha de esta y la de la comunicación del rechazo, si la revista aparecía en la base de datos de PubMed, si se trataba de una revista con FI en JCR y si era de la especialidad de cuidados intensivos. También se analizó si estaba o no en la categoría Critical Care Medicine en JCR que es la única en la que figura MI, el FI en el año de publicación, el número de citaciones generadas y la cantidad con validez para el cálculo del FI.

Análisis estadístico

Se realizó un análisis descriptivo, utilizando medias y medianas con desviación estándar (DE) y rango intercuartílico (IQR) para las variables continuas, y porcentajes para las cualitativas. Se compararon las variables cualitativas usando la X2 o la prueba F de Fisher, y el test de análisis de varianza (ANOVA) o Kruskal-Wallis para las variables cuantitativas. Para el análisis multivariante, se empleó regresión logística paso a paso hacia adelante, basada en la razón de verosimilitud, incluyendo variables que en el análisis univariante hubieran obtenido una p < 0,10. Se aplicó la prueba de Hosmer-Lemeshow para valorar la calibración y se calculó la odds ratio (OR) con el intervalo de confianza al 95%. Para todos los análisis, se consideró significativa una p < 0,05.

Resultados

En el período del 2015 al 2017 se recibieron 360 originales y 278 cartas científicas para su evaluación por el comité editorial de MI. Se retiraron por los autores 16 originales y 15 cartas, por lo que se analizaron 344 originales y 263 cartas científicas (fig. 1). La tasa de rechazo global fue de un 69,2%, que se distribuyó a lo largo de los tres años en un 69,1% (2015), 67,4% (2016) y 70,8% (2017) [p = 0,69].

Figura 1.

Diagrama de flujo de artículos rechazados en Medicina Intensiva y posteriormente publicados.

(0,32MB).

De los 420 artículos declinados, hubo más originales (241; 57%) que cartas científicas (179; 43%). La proporción de originales rechazados fue del 70,1% y de cartas científicas un 68,1% (p = no significativo [NS]). Un total de 262 documentos de los cuales 98 eran originales (37%) y 164 cartas científicas (63%) fueron declinados sin pasar por revisores, con un tiempo medio de gestión de 9,3 días (DE 6,2). Un total de 258 textos rechazados fueron remitidos por hombres (61,4%), aunque el primer autor fue un hombre en el 57,4% de los casos. El primer autor y el remitente fueron la misma persona en 325 ocasiones (77,4%). No se encontró diferencia en el género del remitente entre artículos aceptados o rechazados (60,2% vs. 61,4%; p = 0,75).

De los 420 artículos declinados, 205 (48,8%) fueron publicados posteriormente en otras revistas (122 originales y 83 cartas científicas). El porcentaje de textos publicados tras el rechazo no varió en los diferentes años analizados: 2015 (44,7%), 2016 (53,1%) y 2017 (48,8%) [p = 0,53]. En la tabla 1 se muestran las principales revistas en las que se presentaron los artículos rechazados.

Tabla 1.

Principales revistas de publicación de los artículos rechazados en Medicina Intensiva

Revista 
Medicina Clínica (Barc) 
Revista Española de Anestesiología y Reanimación 
Emergencias* 
Anales de Pediatría (Barc) 
Revista Brasileira Terapia Intensiva 
Revista Española de Quimioterapia 
Revista de Neurología 
Acta Colombiana de Cuidado Intensivo 
Archivo Argentina de Pediatría 
Cirugía Española* 
Enfermería Intensiva 
Indian Journal of Critical Care Medicine 
Neurología* 
Neurología Argentina 
Revista Argentina de Anestesiología 
Revista Colombiana de Anestesiología 
Revista Colombiana de Cardiología 
Otras con 2 o menos  133 
*

Revistas con mayor factor de impacto (FI) que Medicina Intensiva en Journal of Citation Report en ese año

De los 205 documentos publicados tras el rechazo, 132 (64,4%) aparecieron en revistas indexadas en PubMed, 83 (40,5%) en 48 revistas con FI en JCR, y 41 (20%) en 26 revistas de cuidados críticos, aunque solo tres se presentaron en dos publicaciones de la misma categoría en JCR (Intensive Care Medicine y la propia MI).

La mayoría de los artículos se publicaron al año siguiente de su rechazo: 2015 (54%), 2016 (57%) y 2017 (64%). La mediana (IQR) de tiempo de publicación tras el rechazo fue de 410 (360) días en 2015, 366 (285) días en 2016 y 305 (267) días en 2017 [p = 0,177]. La mediana (IQR) de tiempo de gestión en MI de los documentos publicados fue de 22 (11) días en el período completo.

Un total de 83 (40,5%) artículos se publicaron en revistas con FI en JCR. El FI de estas fue mayor en 17 (8,3%), similar en 15 (7,3%) y menor en 173 (84,4%) textos, con 122 (59,5%) presentados en revistas sin FI. Dos de los artículos aparecieron posteriormente en MI, tras haber realizado cambios sustanciales.

Un total de 66 artículos (15,7% de los declinados) fueron citados hasta en 180 ocasiones desde otras revistas. Entre ellos, había 51 originales y 15 cartas científicas. Del total de 180 citas, 104 (57,8%) fueron válidas para el cálculo del FI. El promedio de citas generadas fue de 0,88 por documento publicado, 2,7 por artículo citado y 2,31 válidas para FI, con un máximo de 11 para un trabajo, que generaron ocho citas válidas para el cálculo del FI. Se detectaron 21 artículos (10,2% de los publicados, 5% de los rechazados) que proporcionaron un número de citas válidas para el FI mayor que el de MI en ese año.

En la tabla 2 se presentan los análisis univariantes de las variables asociadas con la publicación tras el rechazo según distintos factores. Para la publicación en cualquier revista no se apreciaron diferencias significativas en las variables estudiadas, salvo en la no coincidencia de remitente y primer autor. Para la publicación en revistas indexadas en PubMed, sí se apreciaron diferencias si el primer autor era mujer, si el artículo procedía de Europa o Norteamérica, si estaba en lengua inglesa y si se pasaba a revisores. También había variaciones en la tasa de publicación si el primer autor y el remitente no coincidían. Al analizar las diferencias en función de la publicación en una revista de la especialidad, se observó un menor origen en España, Europa o Norteamérica, más textos escritos en lengua inglesa y más originales frente a cartas científicas. Al analizar las variables relacionadas con la publicación en revistas con FI, solo el origen en Europa o Norteamérica se asoció con una mayor tasa de publicación.

Tabla 2.

Análisis univariante de variables asociadas con la publicación tras el rechazo en Medicina Intensiva según diferentes factores

  Publicadon = 205  No publicadon = 215  OR(IC 95%) 
Género remitente mujer, n (%)  82 (40,0%)  80 (37,2%)  1,13 (0,76 -1,67)  0,557 
Género primer autor mujer, n (%)  90 (43,9%)  89 (41,4%)  1,11 (0,75 -1,63)  0,604 
Primer autor y remitente coinciden, n (%)  150 (73,2%)  175 (81,4%)  0,62 (0,39 -0,99)  0,044 
Origen España, n (%)  116 (56,7%)  130 (60,5%)  0,86 (0,58 -1,27)  0,420 
Origen Europa o Norteamérica, n (%)  131 (63,9%)  136 (63,3%)  1,03 (0,69 -1,53)  0,891 
Lengua inglesa, n (%)  53 (25,8%)  40 (18,6%)  1,53 (0,96 -2,43)  0,074 
Original frente a carta científica, n (%)  122 (59,5%)  119 (55,3%)  1,19 (0,80 -1,75)  0,388 
Pasado a revisores, n (%)  82 (40,0%)  76 (35,3%)  1,22 (0,82 -1,81)  0,325 
  Publicado en PubMedn = 132  No publicado en PubMedn = 288  OR(IC 95%) 
Género remitente mujer, n (%)  57 (43,2%)  105 (36,5%)  1,32 (0,87 - 2,01)  0,189 
Género primer autor mujer, n (%)  67 (50,8%)  112 (38,9%)  1,62 (1,07 - 2,45)  0,022 
Primer autor y remitente coinciden, n (%)  92 (69,7%)  233 (80,9%)  0,54 (0,34 - 0,87)  0,011 
Origen España, n (%)  83 (62,9%)  163 (56,6%)  1,30 (0,85 - 1,98)  0,225 
Origen Europa o Norteamérica, n (%)  94 (71,2%)  173 (60,1%)  1,64 (1,05 - 2,57)  0,028 
Lengua inglesa, n (%)  41 (31,1%)  52 (18,1%)  2,04 (1,27 - 3,29)  0,003 
Original frente a carta científica, n (%)  79 (59,8%)  162 (56,2%)  1,16 (0,76 - 1,76)  0,489 
Pasado a revisores, n (%)  61 (46,2%)  97 (33,7%)  1,69 (1,11 - 2,58)  0,014 
  Publicado en Revista de Intensivosn = 41  No publicado en Revista de Intensivosn = 379  OR(IC 95%) 
Género remitente mujer, n (%)  16 (39,0%)  146 (38,5%)  1,02 (0,53 -1,98)  0,950 
Género primer autor mujer, n (%)  16 (39,0%)  163 (43,0%)  0,85 (0,44 -1,64)  0,624 
Primer autor y remitente coinciden, n (%)  30 (73,2%)  295 (77,8%)  0,78 (0,37 -1,62)  0,498 
Origen España, n (%)  14 (34,1%)  232 (61,2%)  0,33 (0,17 -0,65)  0,001 
Origen Europa o Norteamérica, n (%)  19 (46,3%)  248 (65,4%)  0,46 (0,24 -0,87)  0,016 
Lengua inglesa, n (%)  15 (36,6%)  78 (20,6%)  2,23 (1,13 -4,41)  0,019 
Original frente a carta científica, n (%)  32 (78,0%)  209 (55,1%)  2,89 (1,34 -6,22)  0,005 
Pasado a revisores, n (%)  18 (43,9%)  140 (36,9%)  1,34 (0,70 -2,56)  0,382 
  Publicado en Revista con FIn = 83  No publicado en Revista con FIn = 337  OR(IC 95%) 
Género remitente mujer, n (%)  34 (41,0%)  128 (38,0%)  1,13 (0,69 - 1,85)  0,617 
Género primer autor mujer, n (%)  40 (48,2%)  139 (41,2%)  1,33 (0,82 - 2,15)  0,252 
Primer autor y remitente coinciden, n (%)  60 (72,3%)  265 (78,6%)  0,71 (0,41 - 1,22)  0,216 
Origen España, n (%)  56 (67,5%)  190 (56,4%)  1,61 (0,97 - 2,67)  0,066 
Origen Europa o Norteamérica, n (%)  62 (74,7%)  205 (60,8%)  1,90 (1,11 - 3,27)  0,019 
Lengua inglesa, n (%)  23 (27,7%)  70 (20,8%)  1,46 (0,85 - 2,53)  0,173 
Original frente a carta científica, n (%)  46 (55,4%)  195 (57,9%)  0,91 (0,56 - 1,47)  0,687 
Pasado a revisores, n (%)  37 (44,6%)  121 (35,9%)  1,44 (0,88 - 2,34)  0,144 

FI: Factor de impacto; IC: Intervalo de confianza; OR: Odds ratio.

Se realizaron análisis multivariantes de las variables asociadas de manera independiente con la publicación ulterior al rechazo en una revista indexada en PubMed (tabla 3), obteniendo que la primera autora fuera una mujer OR 1,58 (IC 95% 1,03 a 2,44; p = 0,037), que procediera de Europa o Norteamérica OR 2,11 (IC 95% 1,29 a 3,46; p = 0,003), que estuviera en lengua inglesa OR 2,38 (IC 95% 1,41 a 4,04; p = 0,001) y que el artículo hubiera pasado por revisores OR 1,71 (IC 95% 1,10 a 2,66; p = 0,017). La única variable relacionada con que el artículo se publicara en una revista de la especialidad fue que no procediera de España OR 3,04 (IC 95% 1,55 a 6,00; p = 0,001). Se asoció con la publicación en revistas con FI el que procedieran de Europa o Norteamérica OR 2,27 (IC 95% 1,28 a 4,03; p = 0,005), y que fueran en lengua inglesa OR 1,91 (IC 95% 1,06 a 3,42; p = 0,031).

Tabla 3.

Análisis multivariante de variables asociadas con la publicación en revistas indexadas en PubMed tras el rechazo en Medicina Intensiva

  OR (IC 95%) 
Lengua inglesa  2,38 (1,41 - 4,04)  0,001 
Origen Europa o Norteamérica  2,11 (1,29 - 3,46)  0,003 
Pasado a revisores  1,71 (1,10 - 2,66)  0,017 
Primera autora mujer  1,58 (1,03 - 2,44)  0,037 

IC: Intervalo de confianza; OR: Odds ratio.

Discusión

En el presente trabajo mostramos que la tasa de publicación tras el rechazo editorial en MI es comparable al de otras revistas y se produce mayoritariamente en aquellas con menor FI o de categorías diferentes, y que esta tasa se modifica en función de la procedencia geográfica, la lengua y el género del autor, así como por el paso por revisores.

La tasa de rechazo global de trabajos enviados a revistas sanitarias es muy variable y lo publicado se sitúa entre el 17 al 89%3,6,9,10,12,17–19,21–27. En este rango, la tasa de rechazo de MI se sitúa en el promedio de otras revistas y no se modifica de manera significativa en los tres años estudiados. Las causas de la variabilidad de estas tasas son múltiples, y en la mayoría de ocasiones, son ajustadas por las propias revistas para mantener un equilibrio entre la demanda de publicación, la calidad, el retraso de publicación y el mantenimiento o mejora del FI2,3.

La gestión interna de los comités editoriales de las revistas sanitarias ha sido estudiada en su relación con la aceptación o el rechazo de los artículos recibidos. La falta de concordancia entre revisores23, el rechazo como primera valoración28, que el tipo de artículo sea un original24, un número elevado de revisores23,29 o la sugerencia de estos por los autores23 se han asociado con una mayor tasa de rechazo.

El análisis estadístico o la interpretación de los resultados es una causa muy relevante de rechazo2,30. Entre estas están: introducción incompleta31, pregunta de investigación inapropiada31–33, población diana mal definida33, variables mal definidas33, metodología inadecuada21,33–36, análisis estadístico inapropiado21,34, mal manejo de covariables21, problemas con el grupo control21, falta de calidad de los datos31–34, resultados mal estructurados33,35, mala interpretación de resultados33–35 y conclusiones deficientes21,31,33. En algunos casos, los comités editoriales procuran la mejora de la calidad metodológica como medio para incrementar el FI de la revista2,33,37. Además, se señalan la ausencia de mensaje34, la falta de originalidad34,36, la irrelevancia para la revista31,34,35, el estilo incorrecto31,32,34,35, y la conducta no científica31,35 o inadecuada32.

La proporción de artículos que son declinados y después se publican en otras revistas ha sido analizada por diferentes autores3–20. Esta proporción es muy variable, oscilando entre el 18 y el 77%. La tasa de publicación de los artículos rechazados en MI se sitúa en la zona media con un 48,8%. En la tabla 4 se presenta una comparativa de los principales estudios sobre la publicación tras el rechazo, donde se aprecia esta variabilidad. Esta puede explicarse, en parte, por tener distintos períodos de seguimiento, analizar diferentes tipos de artículos y porque un FI alto genera atracción de más estudios y de mayor calidad. No se ha encontrado una correlación lineal entre la tasa de rechazo y la tasa de publicación.

Tabla 4.

Estudios sobre la publicación de artículos rechazados, con tasas de rechazo, tasa de publicación y tiempo medio de publicación

  Años de estudio  Revista  Tasa de rechazo global (%)  Tasa de publicación (%)  Publicaciones en revistas con menos FI (%)  Tiempo medio de publicación (meses) 
Chew 1991  1986  Am J Roentgenol    64%    14,7 
Ray 2000  1993 -94  Am J Med  89%  69%    18,4 
Hall 2007  2002  Epidemiology  70%  77%     
McDonald 2007  2004  Am J Neuroradiol    56,8%    15,8 
Silberzweig 2008  2004  J Vasc Interv Radiol    58%    15,5 
Armstrong 2008  2004-05  J Am Acad Dermatol  50%  41%  80%   
Wijnhoven 2009  2006  Br J Surg    65,8%  97,7%  13,8 
Dewan 2010  2002  Indian Pediatr  67%  18%  74%  17,5 
Okike 2012  2004-05  J Bone Joint Surg Am    75,8%  72,7%  21,6 
Zoccali 2015  2012  Nephrol Dial Transplant  86%  60%  94%   
Grant 2015  2010-11  Acad Emerg Med  68%  66%  94%  16,7 
Hollyday 2015  2010 y 12  Int J Radiat Oncol Biol Phys  65,6%  71,7%     
Casnici 2017  1997-2011  Scientometrics    19,3%  43%   
Cejas 2017  2014  Am J Roentgenol    59%     
Docherty 2017  2013  Anaesthesia  87,2%  54,7%  97%   
Earnshaw 2017  2011-13  Clin Otolaryngol    55,7%  82%  15,1 
Citerio 2018  2013-16  Intensive Care Med  89%  39,6%  74,8%  11 
Chung, 2020  2015-19  Kidney Res Clin Pract  65%  69%     
Karlıdağ, 2020  2015-16  Turk Arch Otorhinolaryngol  56,6%  75,5%   
García-Garmendia 2021  2015-17  Med Intensiva  64%  48,8%  84,4%  13,1 

FI: Factor de impacto.

El estudio de las variables asociadas con la publicación de artículos declinados ha encontrado relación con el paso a revisores12, un vínculo variable con algunas procedencias geográficas11,34 y que aquellos que modifican el contenido según las recomendaciones de los revisores se publican en revistas con mayor FI17. En nuestro trabajo, no se encontraron variables de interés vinculadas con la publicación en cualquier revista. Sin embargo, al analizar aquellas indexadas en PubMed, observamos que el género femenino del remitente se relacionó con una mayor probabilidad de publicación ulterior. También fueron relevantes determinados orígenes geográficos y el envío a revisores. Aunque la asociación del género con las tasas de publicación y el rechazo de artículos han sido estudiados previamente38,39, los datos indican una menor tasa de publicación si el remitente era una mujer11. Una explicación a nuestros hallazgos podría ser que las mujeres estén teniendo una mayor constancia en la búsqueda de la publicación o un mayor desenvolvimiento en el proceso de revisión sucesiva, pero no disponemos de datos que lo corroboren. En el período analizado, no se encontraron diferencias de género en las tasas de aceptación y rechazo de originales y cartas científicas por el comité editorial de MI.

La tasa de publicación en revistas de la misma categoría frente a las que no lo son ha sido estudiada previamente20, aunque no se analizan las variables asociadas como en el presente estudio. Tan solo se encuentra una demora de publicación mayor en revistas de distinta categoría, que en nuestro trabajo no hemos hallado. La única variable independientemente relacionada con la publicación en revistas de la misma categoría fue el origen fuera de España.

La gran mayoría de los artículos publicados tras el rechazo acaban en revistas con menor FI o sin él. De hecho, el promedio de citas que generan los documentos publicados es menor al FI de la revista en los tres años de estudio, y todavía inferior si solo contemplamos las citas válidas para el cálculo del FI. Solo un 5% de los textos rechazados propiciaron más citas válidas para el FI que el FI de MI en ese año. La media de artículos publicados en revistas con menor FI en otros trabajos es del 81% (rango 43 a 98%)3,4,6–9,11–13,15,17, situándose MI en el promedio (84,4%). Todo esto valida el proceso editorial de aceptación y rechazo de manuscritos.

El presente estudio adolece de algunas limitaciones. Las bases de datos utilizadas pueden no haber sido suficientemente exhaustivas en la obtención de publicaciones, aunque los resultados comparables a otras series refuerzan los datos obtenidos. Otra posible limitación es no haber incluido otro tipo de manuscritos, pero se entendió que era preferible centrarlo en estas dos categorías que tienen más posibilidades de ser publicadas y citadas.

Conclusiones

Los artículos rechazados en MI tienen una tasa estable de publicación ulterior, similar a la de otras revistas. La mayoría de estos textos se publican en revistas con menor FI y con un número de citaciones por debajo del FI de MI. El origen europeo o norteamericano, la lengua inglesa, la mujer como remitente y el paso por revisores se asociaron con una mayor tasa de publicación posterior en revistas indexadas en PubMed.

Contribución de los autores

José Luis García Garmendia, generación y obtención de datos, análisis de datos, redacción del primer manuscrito. Federico Gordo Vidal, generación y obtención de datos, revisión de texto. Santiago Ramón Leal-Noval, generación y obtención de datos, revisión de texto. Rosario Amaya Villar, generación y obtención de datos, revisión de texto. Néstor Raimondi, generación y obtención de datos, revisión de texto. Ana Ochagavía Calvo, revisión de texto. José Garnacho Montero, idea original, generación y obtención de datos y revisión de texto.

Financiación

Este trabajo no ha recibido ningún tipo de financiación.

Conflicto de intereses

Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.

Agradecimientos

Agradecemos a Montserrat Miralles Alemany y Montserrat Valero, de la Editorial Elsevier, por su colaboración imprescindible en la obtención de información para la elaboración de este artículo.

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