Viernes, 19 de octubre
11:30 horas. Sala B
Moderadores:
Miguel Ruiz Ramos y Augusto Hasiak Santo
249 TENDENCIA DE LAS TASAS DE MORTALIDAD POR MIELOMA MÚLTIPLE EN ESPAÑA
M. García García, A. Godoy Molías, B. Izquierdo Hernández y M. Bernal Pérez
Facultad de Medicina de la Universidad de Zaragoza.
Antecedentes: El cáncer constituye un grave problema de salud en la población y el conocer sus tasas de incidencia , mortalidad y tendencia ,es uno de los principales métodos de investigar la evolución de esta enfermedad. Algunas localizaciones del cáncer están muy estudiadas en su tendencia y evolución por ser los que habitualmente mayor mortalidad producen , como el cáncer de pulmón, o mayores tasas de incidencia , como el mismo cáncer de pulmón o el cáncer de mama. Sin embargo, para otras localizaciones existen menos estudios , y no por ello deja de ser importante el saber sus tendencias , si se quiere posteriormente evaluar su intervención, tanto ésta sea por disminución de los factores de riesgo, como por su eficiencia en diagnóstico precoz y tratamiento
Objetivos: Conocer la tendencia de las tasas de mortalidad por Mieloma Múltiple en España en diez años (1988-1997).
Material y Método: Se ha utilizado como material, los casos de defunción por Mieloma Múltiple observados en España durante los años citados. La fuente de información fue del Instituto Español de Estadística : "Defunciones según la causa de muerte" y como población la española, citada para cada mismo año en la misma fuente de datos. A partir del cálculo de las tasas de mortalidad se ha estudiado la pendiente entre los años 1988-97, con el fin de conocer su tendencia El cálculo se realizó mediante regresión lineal, análisis de la varianza y prueba de "F-test" para la significación estadística. Igualmente se calculó el valor de la correlación entre las dos variables, tiempo y tasas de mortalidad para dichos años El cálculo se realizó mediante el programa Stat-View.
Resultados : La densidad de mortalidad en los diez años ha sido de 2,86 por cien mil, en hombres y 2,75 por cien mil en mujeres. El estudio de la tendencia de mortalidad del Mieloma Múltiple , tanto en el caso de los hombres como en las mujeres, se ha incrementado moderadamente en los diez años estudiados, representado por una pendiente que en los hombres ha sido de 0,133 (LC: 0,09, 0,17) p = 0,0001, r2 =0,81 y en mujeres de 0,136 (LC: 0,09; 0,27) p = 0,0001. r2 =0,88
Conclusiones: Las tasas de mortalidad por Mieloma Múltiple en España son bajas respecto a otras localizaciones del cáncer y están en concordancia con las que existen en países europeos y concretamente en mediterráneos. Sin embargo, hay que prestar atención desde el punto de vista de salud pública en cuanto a su intervención en diferentes estadios de la enfermedad por su tendencia al incremento que se ha observado.
250 IMPACTO DE LAS EPIDEMIAS DE GRIPE EN LA MORTALIDAD
S. Mateo, C. Martín y L. Sobrino
Centro Nacional de Epidemiología. Instituto de Salud Carlos III. Madrid.
Introducción y objetivo: La evaluación del impacto de las epidemias de gripe en la mortalidad de una población es difícil porque la mayoría de las defunciones relacionadas con esa enfermedad es atribuida a otras causas. Todos los trabajos orientados a evaluar este impacto estiman los excesos de mortalidad por todas las causas o, más específicamente, por neumonía y gripe, durante los períodos de circulación del virus de la gripe, como diferencia entre el número de muertes observadas y las esperadas en ausencia de circulación del virus. El objetivo del presente trabajo es evaluar el impacto de las epidemias de gripe en la mortalidad por neumonía y gripe en España durante las temporadas epidemiológicas 1980/81-1996/97.
Métodos: Los datos sobre defunciones por neumonía y gripe (CIE. OMS 9ª Rev: 480-487) en España, para el período estudiado 1980-1997, han sido obtenidos del Instituto Nacional de Estadística (INE), con la inclusión del mes de fallecimiento que nos ha permitido el estudio de la mortalidad por temporadas epidemiológicas, definidas como el período entre el 1 de noviembre de un año y el 30 de abril del año siguiente. Igualmente, los datos de población para todos los años fueron obtenidos de las proyecciones publicadas por el INE. El exceso de defunciones debidas a gripe se ha estimado como el número de muertes, durante los meses de noviembre-abril, por encima de un umbral, calculado como media móvil trianual de las muertes acontecidas en noviembre, mes en que la circulación del virus gripal es mínima en España, dentro de la estación invernal. Este método de cálculo ha sido empleado y validado por algunos autores cuando no se dispone de datos precisos de circulación del virus de la gripe, como es nuestro caso, para todo el período estudiado.
Resultados: Durante las 17 temporadas epidemiológicas analizadas se identificaron 85.555 defunciones por neumonía y gripe en el conjunto del territorio nacional, de las que 10.907 (12,7%) habían sido atribuidas a gripe como causa fundamental de defunción. La evolución de las tasas mensuales de mortalidad muestra una línea basal constante a lo largo del período, correspondiente a la mortalidad en los meses de verano, y picos invernales más intensos en el período anterior a 1987. La tasa anual de exceso de defunciones por neumonía y gripe (media móvil trianual) descendió en el período analizado un 4%, estimándose un total de exceso de defunciones por neumonía y gripe de 22.845 y una media por temporada de 1.344 defunciones (rango: 0-4.333). Las tres temporadas con mayor exceso de defunciones observadas (1980/81, 1982/83 y 1985/86) se caracterizaron por un predominio de circulación de virus de la gripe A(H3N2).
Conclusiones: El cálculo de excesos de mortalidad por neumonía y gripe, con el uso de métodos que no requieren datos precisos de circulación de virus de la gripe, permite aproximarnos a la evaluación de la relativa severidad de las epidemias de gripe. Hemos estimado que, anualmente, durante el período estudiado 1980-1997, puede atribuirse directamente a la gripe un promedio de 1.344 defunciones en España, lo que supondría 2,1 veces el número de muertes con ese diagnóstico como causa fundamental en el certificado de defunción.
251 EVALUACIÓN DE LA MORTALIDAD POR ENFERMEDAD MENINGOCÓCICA EN ESPAÑA. DIFERENCIAS SEGÚN LA FUENTE DE INFORMACIÓN UTILIZADA
R. Cano, C. García, A. Muñoz y S. Mateo
Centro Nacional de Epidemiología. Instituto de Salud Carlos III. Madrid.
Introducción y objetivo: A partir de las primeras semanas del año 1996, un aumento de la incidencia de enfermedad meningocócica fue detectado por la Red Nacional de Vigilancia Epidemiológica, en algunas zonas del territorio español. Dicho aumento, que posteriormente afectó a una gran parte del país, estuvo asociado a un cambio en el patrón etiológico de la enfermedad con un predominio de aislamientos de N. meningitidis serogrupo C y un incremento de la letalidad. El objetivo del presente trabajo es evaluar la mortalidad y letalidad por esta enfermedad, durante ese período de incidencia elevada (1996-1998), utilizando datos procedentes de la declaración obligatoria de la enfermedad y de los registros de mortalidad.
Métodos: Los datos sobre incidencia de enfermedad meningocócica en el período estudiado (1996-1998) se han obtenido del Sistema de Enfermedades de Declaración Obligatoria (EDO), recogiendo datos sobre evolución (mortalidad) de las declaraciones individualizadas de casos. Paralelamente, se recogieron también datos de mortalidad por enfermedad meningocócica (CIE. OMS 9ª Rev: 036) del Registro de Mortalidad -RM- del Instituto Nacional de Estadística. Se ha estudiado la mortalidad y letalidad por la enfermedad, analizando las diferencias observadas con la utilización de ambas fuentes de información. Las tasas de mortalidad se han calculado con la población estimada a mediados del período y los límites del intervalo de confianza de la letalidad al 95% se han calculado por métodos exactos de distribución binomial.
Resultados: En los tres años estudiados se notificaron en España 5068 casos de enfermedad meningocócica dentro del Sistema EDO y en 351 casos constaba su fallecimiento. Durante esos mismos años, en el RM, sólo 292 defunciones fueron atribuidas a esa causa. Tanto las tasas de mortalidad como la letalidad calculadas con ambos tipos de datos reflejan la sobremortalidad del Sistema EDO para todos los grupos de edad considerados, si bien las mayores diferencias se observaron en los menores de 1 año y en el grupo de 5-14 años. Por el Sistema EDO, la tasa de letalidad global fue 6,9% (I.C. 95%=6,2%-7,7%), y con los datos del RM fue 5,7% (I.C. 95%=5,0%-6,3%). La mayoría de CC AA presentó tasas de letalidad más elevadas con los datos del Sistema EDO. Sólo Cantabria, Cataluña, Navarra, La Rioja y Ceuta tuvieron letalidades más elevadas con los datos del RM, pero las diferencias, en ningún caso, fueron significativas.
Conclusiones: La utilización de diversas fuentes de información, dependientes o no, es un procedimiento habitual en la vigilancia de las enfermedades, pero los diferentes atributos de sensibilidad y especificidad de dichas fuentes pueden dar resultados distintos. En nuestro estudio se ha constatado que, en un período de elevada incidencia de la enfermedad meningocócica en España, la mortalidad atribuida a esa causa en el Registro de Mortalidad era sistemáticamente inferior a la obtenida con registros específicos como el Sistema EDO. Las diferencias observadas en la letalidad de dicha enfermedad, aunque eran relativamente importantes, no han sido estadísticamente significativas debido al bajo número de defunciones por esa causa.
252 ANÁLISIS DE LA RELACIÓN ENTRE LA GRIPE EPIDÉMICA Y LA MORTALIDAD
F. Gómez-Pajares, F. Ballester, C. Iñíguez Hernández y S. Pérez-Hoyos
Escuela Valenciana de Estudios para la Salud.
Antecedentes y objetivo. En la literatura científica existe evidencia acerca de la relación entre la gripe y la mortalidad, por ello la gripe es considerada una potencial variable confusora en estudios de series de mortalidad. Sin embargo, existe escasa información en lo que se refiere a la forma de esta relación. Nuestro objetivo es explorar la relación entre la gripe y la mortalidad.
Métodos. Se relacionaron la serie estimada de casos diarios gripe y la serie del número de defunciones diarias en la ciudad de Valencia por todas las causas (excepto las externas), por causas cardiovasculares y por causas respiratorias durante el periodo de tiempo comprendido entre 1994 y 1996. El número diario de casos de gripe se estimó mediante el ajuste de un loes (suavizado no paramétrico) con una ventana de 30 días de los casos semanales declarados. Para el análisis se utilizó el promedio de casos de gripe del día simultáneo y los seis días anteriores al mismo referidos a 100.000 habitantes. La asociación se estimó utilizando modelos autoregresivos generalizados aditivos de Poisson. Se controló el potencial efecto confusor de la tendencia y la estacionalidad, de la periodicidad por el día de la semana, la existencia de días festivos o inusuales, la contaminación ambiental por partículas, la temperatura media y la humedad relativa. Se examinó, utilizando métodos no paramétricos (splines), la forma de la relación entre la gripe y cada una de las causas de mortalidad. Se calcularon riesgos relativos y sus intervalos de confianza cuando la forma de la relación se pudo asumir lineal.
Resultados. En el caso de la mortalidad general y cardiovascular se observó una relación positiva con forma de curva logarítmica. Hasta aproximadamente los 50 casos de gripe por 100.000 habitante y día, la relación de la gripe y la mortalidad es proporcional, mientras que a partir de este punto, la curva se aplana (mortalidad general) o incluso decrece (mortalidad cardiovascular). Para la mortalidad por causas respiratorias se observó una relación directa y positiva prácticamente lineal. El riesgo relativo y su intervalo de confianza para la mortalidad respiratoria fue 1,0081 (1,0044, 1,0118), lo que supondría un aumento en la mortalidad del 8% por un incremento de 10 casos de gripe por 100.000 habitantes y día.
Conclusiones: La metodología utilizada posibilita la visualización de la forma de la relación entre variables, lo que resulta de especial utilidad cuando se estudian relaciones poco conocidas. Sin embargo, cuando existen relaciones no lineales el cálculo de medidas de efecto no es sencillo. Para controlar el efecto confusor de la gripe en estudios de series de mortalidad y puesto que la relación no se puede asumir lineal, el modo más adecuado de introducir la gripe sería de forma no paramétrica.
253 MORTALIDAD POR DISTRITOS EN LA CIUDAD DE VALENCIA. ESTUDIO COMPARATIVO DE DOS PERÍODOS (1990-92 Y 1996-98)
I. Melchor, C. García, J. Moncho, A. Nolasco, S. Valero, P. Martínez, E. Gascón, J. Verdú y M.J. Pérez
Registro de Mortalidad. Servicio de Epidemiología. Dirección General para la Salud Pública. Consellería de Sanitat. Generalitat Valenciana; Departamento de Salud Pública. Universidad de Alicante
Antecedentes y objetivos: El desarrollo de las estadísticas de mortalidad en nuestro país ha sido notable a lo largo de la última década disponiendo en la actualidad de numerosa información a nivel de unidades geográficas más o menos grandes (zonas de salud, áreas de salud, provincias, etc.). Sin embargo, el análisis de la mortalidad en unidades inferiores a la del núcleo urbano (distritos municipales, barrios, etc.), de gran interés epidemiológico para la vigilancia de ciertas enfermedades y las desigualdades en salud, se ve afectado por una serie de inconvenientes y problemas tanto metodológicos como de disponibilidad de información. El registro de mortalidad de la Comunidad Valenciana abordó en un primer estudio(1) la monitorización de la mortalidad urbana en las ciudades de ésta Comunidad. Los resultados entonces obtenidos sugerían la posibilidad de implementar los procedimientos utilizados en la ciudad de Valencia para ser aplicados sobre cualesquiera ciudades de la Comunidad Valenciana. Con este trabajo se presenta los resultados obtenidos al replicar el proceso de análisis de la mortalidad por distritos de la ciudad de Valencia para un periodo posterior, siendo el objetivo la descripción de la distribución de la mortalidad por distritos y la comparación de ésta entre los periodos a estudio.
Material y métodos: Se ha estudiado las 21.010 defunciones en residentes de la ciudad de Valencia ocurridas durante el trienio 1996-98. La asignación a cada uno de los 19 distritos municipales se realizó a través de la información sobre dirección recogida en el BED (proceso anonimizado e independiente de la causa de muerte) y el programa AGMU, que utiliza como base los ficheros de entramado urbano de la ciudad (variantero, tramero, callejero, fuente INE). 406 defunciones no pudieron ser asignadas (falta de datos o error en ellos). Para el cálculo de los indicadores habituales de mortalidad, tanto general como por causas, según los distritos de la ciudad, se utilizó como base la población estimada para el centro del periodo a partir de las cifras padronales de 1996 y 1998 (fuente IVE) de población por edad y sexo de los distritos de Valencia.
Resultados: Dada la variedad de resultados destacamos una gran variabilidad en los indicadores de mortalidad general, prematura y por causas entre los distritos de la ciudad, destacando el exceso de mortalidad general del distrito 1 Ciutat Vella (RME = 115,2) y 11 Poblats Maritims (RME = 136,9), en hombres, y del distrito 11 (RME = 129,6) y 18 Pobles de l'Oest (RME = 128,2) en mujeres (p < 0,05 para todos ellos). Por causas específicas, el comportamiento de los distritos 1 y 11 se mantiene para SIDA, mientras que el distrito 11 presenta excesos en Suicidio y Autolesiones, Accidentes vehículos de motor, Cirrosis, Enf. del aparato circulatorio y Tumores en hombres y Tumores, Enf. del Aparato circulatorio y SIDA en mujeres.
Conclusiones: Respecto al periodo 1990-92: Mejora el proceso de asignación y se concluye la viabilidad de monitorización de la mortalidad urbana; Los distritos con exceso de mortalidad se mantienen así como las desigualdades entre los distritos de la ciudad de Valencia en la distribución de la mortalidad general y por causas.
(Estudio financiado parcialmente por ayuda procedente del FIS, expdte.: 00/0964
(1) NOLASCO A y cols. Análisis de la mortalidad en la ciudad de Valencia (1990-92). Valencia: Generalitat Valenciana. Conselleria de Sanitat i Consum. 1995.
254 EVOLUCIÓN DE LA MORTALIDAD EN LA COHORTE DE AFECTADOS POR EL SÍNDROME DEL ACEITE TÓXICO (SAT), 18 AÑOS DESPUÉS DE LA INTOXICACIÓN
O. Giménez Ribota, I. Abaitua, M. J. Ferrari, P. Sánchez-Porro, C. Martín Arribas y M. Posada de la Paz
Centro de Investigación sobre el Síndrome del Aceite Tóxico (CISAT). Instituto de Salud Carlos III.
Antecedentes: La Mortalidad dentro de la cohorte de afectados por el Síndrome del Aceite Tóxico ha sido objeto de diversos estudios. Destaca entre ellos el artículo "Toxic oil syndrome mortality: the first 13 years" publicado en Int. Journal of Epidemiology, basado en el estudio sobre las causas de mortalidad en dicha cohorte tras 13 años de evolución.
Objetivos: El presente estudio es una continuación del estudio anterior abarcando el periodo de 18 años de evolución de la enfermedad. Como objetivo calculamos la mortalidad global y por causas, utilizando los grandes grupos de la CIE-9, y comparamos tanto con la población general española como con la población de las provincias españolas en que ocurrió la epidemia.
Métodos: Se utilizó la misma metodología que para el estudio que abarcaba los 13 primeros años de enfermedad. Se estableció contacto por carta y/o teléfono con cada miembro vivo de la cohorte o con los familiares, en caso de haber fallecido. Se identificaron todas las muertes desde el 1 de mayo de 1981 y el 31 de diciembre de 1999. Las causas de muerte fueron obtenidas de los Certificados Oficiales de Defunción de los Registros Civiles correspondientes. También se contactó con los Centros Hospitalarios que nos permitieron el acceso a los historiales clínicos, en un intento de validar la causa de muerte.
Resultados: Se identificaron 2423 fallecidos en el periodo entre el 1 de mayo de 1981 y el 31 de diciembre de 1999, de entre las 19757 personas de la cohorte.
En el estudio previo ya comentamos que pasados los dos primeros años en que la Mortalidad de la cohorte fue mas elevada (año 81 con una SMR de 4,92) al comparar con la población general española, sin embargo en los años posteriores hasta el año 99, es inferior a la esperada. La razón de mortalidad estandarizada (SMR) de estos últimos años son: año 1994 de 0,87 con unos IC al 95% de 0,73-1,02, año 1995 de 0,82 con IC de 0,69-0,97, año 1996 de 0,84 con IC de 0,71-0,98, año 1997 de 0,83 con IC de 0,70-0,97, año 1998 de 0,93 con IC de 0,80-1,08 y el año 1999 de 0,77 con IC de 0,66-0,91. Este descenso en la mortalidad esperada tiene como excepción las mujeres de edad entre 20 y 39 cuya SMR es mas alta que las mujeres de la misma edad de la población general española, hasta el año 95 en que descendía igualándose al resto de la cohorte. (Aspecto que sigue siendo objeto de otros estudios).
Conclusiones: No existe un riesgo de muerte mayor en el conjunto de la cohorte de afectados por SAT, comparado con la población general, ni con la mortalidad de las provincias afectadas. El descenso de las cifras de mortalidad esperadas puede tener varias explicaciones: mejores cuidados médicos que la población general, cambios en los hábitos de consumo de tabaco y alcohol, mejora del status socioeconómico, inadecuada población de control. Todo esto nos lleva a la posibilidad de seguir investigando esta cohorte.
255 MORTALIDAD POR INSUFICIENCIA CARDÍACA EN ESPAÑA, 1977-1997
R. Boix y MJ Medrano
Centro Nacional de Epidemiología. Instituto de Salud Carlos III. Madrid.
Antecedentes y objetivos: La insuficiencia cardíaca constituye en la actualidad la tercera causa de muerte por enfermedades cardiovasculares, además de ser una importante causa de morbilidad y carga hospitalaria, siendo el primer motivo de hospitalización en mayores de 65 años. En el presente trabajo presentamos la tendencia de mortalidad por insuficiencia cardíaca en España en los últimos veinte años.
Métodos: Los datos sobre defunciones se han obtenido de los Registros individuales facilitados por el Instituto Nacional de Estadística seleccionando los códigos correspondientes a insuficiencia cardíaca en la 8ª y 9ª Revisiones de la Clasificación Internacional de Enfermedades. Se presentan tasas ajustadas por edad por dieciocho grupos de edad, desde 0-4 años hasta 85 y más, utilizando el método de estandarización directa.
Resultados: La insuficiencia cardíaca es responsable del 4-8% de la mortalidad total en hombres y mujeres y del 12-20% de la mortalidad cardiovascular. La mortalidad se concentra principalmente en los grupos de edades más avanzadas. Por sexos, la mortalidad es mayor en hombres que en mujeres solamente en edades jóvenes; en ancianos las tasas en mujeres son un 26% mayores que en los hombres, lo que conduce a que globalmente, y a diferencia de lo que ocurre en otras enfermedades cardiovasculares, las tasas en ambos sexos son aproximadamente iguales. Existen importantes diferencias interprovinciales en la mortalidad por insuficiencia cardíaca de un 66% en hombres y un 82% en mujeres. En los últimos 20 años las tasas han disminuido en ambos sexos. Sin embargo la caída ha sido mayor en los hombres, de forma que en el último quinquenio la mortalidad en mujeres empieza a ser superior a la de los varones. Contrariamente a la tendencia en otros grupos de edad, la mortalidad por insuficiencia cardíaca en ancianos está aumentando.
Conclusiones: Dado el progresivo envejecimiento de la población, es previsible que las necesidades, tanto sociales como de recursos sanitarios para el tratamiento de la insuficiencia cardíaca, se verán incrementadas en el futuro. Los resultados apuntan a que las mejoras en el tratamiento de otras causas cardiovasculares puede estar conduciendo a un aumento de la morbilidad y consecuente mortalidad por insuficiencia cardíaca y a un retraso hacia edades más tardías.
256 IMPACTO DEL CONSUMO DE TABACO EN LA MORTALIDAD EN LA COMUNIDAD DE MADRID
N. García, B. Zorrilla, I. Galán, A. Gandarillas, C.M. León, J.L. Cantero y M. Meseguer
Consejería de Sanidad de la Comunidad de Madrid; Servicio de Medicina Preventiva Hospital Ramón y Cajal.
Antecedente y objetivo: El consumo de tabaco es la causa más importante de morbilidad y mortalidad prematura prevenible. Se estima que la mitad de la población fumadora morirá a causa de este hábito y la mitad de ellos en edades media de la vida. El objetivo de este estudio es describir el impacto que el consumo de tabaco tiene en la mortalidad de la población mayor de 34 años de la Comunidad de Madrid (CM).
Métodos: Se realizó una estimación del número de muertes y años potenciales de vida perdidos (APVP) atribuibles al consumo de tabaco según causa de muerte en los años 1992 y 1998. Se calculó la proporción atribuible poblacional para cada causa de muerte estratificando en dos grupos de edad (35-64 y mayores de 64 años) y por género. Los APVP atribuibles al consumo de tabaco se estimaron tomando la esperanza de vida de los años 1992 y 1998 en la CM. Para ambas estimaciones se ha utilizado el programa informático SAMMEC 3.0. Se aplicaron los riesgos relativos del estudio prospectivo Cancer Prevention Study II. La prevalencia de fumadores, ex-fumadores y no fumadores se obtuvieron de las Encuestas Nacionales de Salud, años 1987 y 1993 (fracción muestral para la CM). Para comparar los dos períodos de estudio se calcularon las tasas ajustadas de mortalidad atribuible y APVP estandarizados por edad .
Resultados: En 1998 el 16% de la mortalidad total de la población mayor de 34 años fue debida al tabaquismo (28,4% en hombres y 2,8% en mujeres). El cáncer de pulmón y la enfermedad pulmonar obstructiva crónica (Epoc) constituyen la primera y segunda causa de muerte, tanto en hombres como en mujeres representando el 30,2% y el 14,3% de la mortalidad atribuible global en hombres, y el 20,6% y 16,2% en las mujeres, respectivamente. La mortalidad atribuible al tabaco, produjo 45.315 APVP. El cáncer de pulmón es la causa que más APVP generó, tanto en hombres como en mujeres, con un 37,2% y 31,0%, respectivamente. En el período 1992-1998, las tasas de mortalidad atribuible ajustadas por edad han descendido en los hombres, principalmente en el grupo de edad de 35-64 años (14%). En las mujeres han aumentado en este mismo grupo de edad (41%) y han disminuido en las mayores de 64 años. La tasa de mortalidad por cáncer de pulmón en los hombres no ha sufrido cambios, mientras que en las mujeres ha aumentado un 13%. Las enfermedades respiratorias aumentan globalmente un 17% debido al aumento de la Epoc tanto en hombres (46,6%) como en mujeres (22,2%). Las enfermedades cardiovasculares, globalmente, descienden un 20,2%. Los APVP atribuibles al consumo de tabaco ajustados por edad aumentan un 2%, principalmente en las mujeres, en las que el incremento ha sido del 25,3%.
Conclusiones: En 1998 una de cada 4 muertes en hombres y una de cada 36 en mujeres se atribuyen al consumo de tabaco. El cáncer de pulmón y la Epoc constituyen las principales causas de mortalidad atribuible en ambos género. Entre los años 1992-1998 se aprecia en los hombres un descenso en las muertes atribuibles, sin embargo en las mujeres se produce un importante incremento, sobre todo en el grupo de edad 35-64 años, como consecuencia del cambio de patrón de consumo que se viene registrando en los últimos años
257 EVOLUCIÓN DE LA MORTALIDAD INFANTIL Y SUS CAUSAS EN LA REGIÓN DE MURCIA ENTRE 1980 Y 1997
J. García, Ll. Cirera y C. Navarro
Servicio de Epidemiología. Consejería de Sanidad y Consumo. Región de Murcia.
Antecedentes: La mortalidad infantil (MI) está considerada como uno de los principales indicadores de calidad de los servicios sanitarios y del nivel socioeconómico de una comunidad. La MI en España, al igual que en el resto de los países desarrollados, ha experimentado un extraordinario descenso a lo largo de este siglo.
Objetivos:1) Estudiar la evolución que ha seguido la MI globalmente y en los distintos periodos en que se divide (neonatal y posneonatal), entre los años 1980 y 1997, en la Región de Murcia y determinar cuáles han sido las principales causas de muerte. 2) Comparar la evolución de la MI en la Región de Murcia con la observada en las otras Comunidades Autónomas.
Métodos: Como fuentes de información se han utilizado, para la defunciones, los Boletines Estadísticos de Defunción y Boletines Estadísticos de Parto, Nacimiento y Aborto; para los nacimientos se ha utilizado el Movimiento Natural de Población. Se calcularon: las tasas de mortalidad infantil (TMI), neonatal (TMN) y posneonatal (TMPN). Dado el pequeño número de muertes infantiles que ocurren en la Región anualmente, el estudio de la evolución temporal de la MI se ha hecho dividiendo el periodo examinado en 6 trienios, con la finalidad de estabilizar las tasas. Para estudiar las causas de MI se ha utilizado un listado de causas combinado de elaboración propia, según el criterio de magnitud.
Resultados: La MI regional ha pasado de presentar una tasa de 14,4 muertes por mil nacidos vivos en 1980 a una tasa de 6,61 en 1997. El descenso ha sido más acusado en los niños (de 15,82 a 6,31) que en las niñas (de 12,93 a 6,01). Se han producido descensos similares en la mortalidad neonatal (precoz y tardía) y posneonatal. Ha decrecido la mortalidad por todos los grandes grupos de causas, siendo muy importante para los traumatismos (81%), enfermedades infecciosas (76%) y enfermedades del aparato respiratorio (76%) y de menor magnitud para las anomalías congénitas (26%). Entre las causas específicas que han descendido en mayor medida están: traumatismos al nacer (90%), complicaciones de la placenta, cordón y membranas (79%), prematuridad (77%), neumonía y gripe (69%) y anomalías congénitas del sistema nervioso (65%). Las únicas causas destacadas de MI que no han descendido han sido: las anomalías congénitas múltiples y las anomalías cromosómicas. En el contexto nacional, la Región de Murcia ha presentado durante el trienio 1995-97 la TMI más elevada de todas las Comunidades Autónomas peninsulares, siendo igualmente la comunidad que ha experimentado un menor descenso en su TMI entre los trienios 1980-82 y 1995-97.
Conclusiones: La TMI en la Región de Murcia ha mantenido una tendencia descendente en el periodo 1980-1997. En el último trienio estudiado (1995-97), la TMI regional se encuentra entre las más elevadas en el contexto nacional.
258 Utilización de diferentes fuentes de datos en el estudio de la mortalidad por accidentes de tráfico en Galicia
C.L. Vidal Rodeiro, S. Cerdeira Caramés* y E. Vázquez Fernández
Dirección Xeral de Saúde Pública, Xunta de Galicia. *Servicio de Información sobre Saúde Pública. Dirección Xeral de Saúde Pública. Santiago de Compostela.
Introducción y objetivo: Hasta el momento, en la mayoría de los análisis de la mortalidad por accidentes de tráfico se han utilizado los datos procedentes de los registros de mortalidad. Sin embargo, el hecho de que en el certificado de defunción no figure el lugar del accidente ni otra información relativa al mismo hace pensar que es necesario cruzar estos datos con otras fuentes, como las bases de datos de la Dirección General de Tráfico (DGT) o del Servicio de Urgencias Sanitarias de Galicia 061. El objetivo de este trabajo es presentar los resultados que se pueden obtener a partir de diferentes fuentes de datos y analizar las ventajas e inconvenientes de cada una de ellas.
Material y métodos: Los datos de mortalidad por accidentes de tráfico para el año 1998, correspondientes a los códigos E810-E819 de la CIE-9, se obtuvieron del Registro de Mortalidad de Galicia. Asimismo, a partir de la base de datos de la DGT se obtuvieron los relativos a accidentes, vehículos y personas implicadas. Los datos del Registro de Mortalidad permiten obtener tasas de mortalidad, brutas, específicas o ajustadas por edad, así como riesgos de mortalidad a nivel provincial o municipal. Por otro lado, utilizando los datos de la DGT se pueden obtener los siguientes indicadores: tasa de mortalidad, tasa de lesividad (víctimas/accidentes), tasa de letalidad (defunciones/víctimas) e índice de accidentabilidad (accidentes/vehículos).
Resultados: En Galicia, en 1998, según datos de la DGT hubo 8452 víctimas de accidentes de tráfico, de las cuales 1936 fueron heridos graves y 296 defunciones; las tasas de mortalidad ajustadas fueron 16,16(105 en hombres y 4,09(105 en mujeres. En el mismo período, según datos del Registro de Mortalidad se produjeron 606 defunciones y las tasas ajustadas duplican los valores anteriores. Esta diferencia puede ser debida a que la DGT considera como defunciones las ocurridas en los 30 días posteriores al accidente y, por tanto, se pierde el seguimiento de heridos graves que fallecen con posterioridad. Por tanto, el Registro de Mortalidad aporta información más completa sobre el número de fallecidos. Sin embargo, la base de datos de la DGT provee de denominadores para calcular la tasa de letalidad (0,035) y permite el cálculo de la tasa de lesividad (1,58), buenos indicadores de gravedad de los accidentes de tráfico. Desde la óptica del análisis geográfico, el interés radica en localizar las defunciones según el lugar en que ocurren, por lo que sería más adecuado utilizar los datos de la DGT; sin embargo, para no infraestimar el riesgo, habría que complementarlos con los datos del Registro de Mortalidad, más exhaustivos. Los datos del Registro de Mortalidad permiten el análisis temporal de la mortalidad mientras que los datos de la DGT permiten estudiar los días e incluso horas en que se producen los accidentes, además de factores de riesgo potenciales, como la climatología, la infraestructura de las vías, etc.
Conclusiones: Los datos de calidad y con relevancia epidemiológica sobre accidentes de tráfico y sus consecuencias de morbi/mortalidad en España no se pueden obtener de una fuente única. Es necesario, por tanto, desarrollar métodos eficientes de enlace de los registros accesibles (DGT, Registro de Mortalidad, Servicio de Urgencias Sanitarias de Galicia 061).
259 MORTALIDAD ATRIBUIBLE AL TABAQUISMO EN ESPAÑA, 1998
J.R. Banegas, L. Díez-Gañán, F. Rodríguez Artalejo y J. González
Departamento de Medicina Preventiva y Salud Pública. Universidad Autónoma de Madrid; Agencia de Evaluación de Tecnologías Sanitarias, Instituto de Salud Carlos III, Ministerio de Sanidad y Consumo.
Antecedentes y objetivo: Entre 1993 y 1998 la prevalencia de tabaquismo y el riesgo de muerte por sus enfermedades asociadas se han estabilizado o reducido en España. En consecuencia, la mortalidad atribuible al tabaco puede haber descendido. El objetivo de este trabajo es estimar la mortalidad atribuible al consumo de tabaco en la población adulta de España actualmente.
Métodos: A partir de la prevalencia de fumadores y exfumadores (Encuesta Nacional de Salud de España de 1997), los riesgos relativos de muerte del Cancer Prevention Study II, y el número de muertes ocurridas en España (año 1998), se calcula la mortalidad atribuible al consumo de tabaco en la población de España de 35 y más años de edad, utilizando técnicas de fracciones atribuibles poblacionales.
Resultados: En 1998 el tabaquismo ocasionó 55.613 muertes. Una de cada 4 muertes en varones y una de cada 40 en mujeres se atribuyen al tabaquismo. Dos tercios son muertes por: cáncer de pulmón (26,5%), EPOC (20,9%), cardiopatía isquémica (12,8%) y enfermedad cerebrovascular (9,2%), predominando la primera en el varón y la segunda en la mujer.
Conclusiones: La mortalidad atribuible al tabaco en España supone un elevado número de muertes evitables. En 1998 hubo 3.500 muertes atribuibles al tabaco más que en 1992.
Reconocimiento de financiación: Lucía Díez Gañán ha disfrutado de una beca BEFI del Fondo de Investigación Sanitaria durante la realización de este trabajo.
260 RELACIÓN ENTRE LA MORTALIDAD POR ENFERMEDAD ISQUÉMICA CARDIACA Y OTRAS ENFERMEDADES CARDIACA MAL DEFINIDAS. ¿UN PROBLEMA DE DEFINICIÓN DE LA CAUSA BÁSICA DE DEFUNCIÓN?
C. Morant, R. García, J Pereira y E. Álvarez
Centro Regional de Salud Pública de Talavera de la Reina. Area de Salud Internacional. Instituto de Salud Carlos III
Antecedentes: En el periodo 1980-1998 se produjo un descenso generalizado de la mortalidad por enfermedades cardiovasculares en España y Comunidades Autónomas. Mientras que una parte importante de este descenso es atribuible a la disminución de la mortalidad por enfermedad cerebro-vascular (ECV), la evolución de la mortalidad por enfermedad isquémica (EIC) es incierta y parece influenciada por cambios temporo-espaciales en las prácticas de certificación y codificación de la causa de muerte.
Objetivo: Valorar la evolución de la mortalidad atribuida a enfermedades cardiovasculares mal definidas y su relación con la mortalidad registrada por EIC en el periodo 1980-1998, en España y por Comunidades Autónomas.
Métodos: Se calcularon las tasas de mortalidad estandarizadas para el conjunto de enfermedades cardiovasculares, para ECV (cod CIE-9 430-438) , para la EIC (210-414) y para enfermedades cardiacas mal definidas (427.1, 427.4,427.5, 428, 429.0, 429.1, 429.9 y 440.9). Para analizar la tendencia temporal de las tasas estandarizadas y de los porcentajes de las rúbricas en estudio respecto al total de defunciones por enfermedades cardiovasculares, se calculó el incremento porcentual medio anual en el periodo estudiado. La relación entre porcentajes de EIC y del grupo de enfermedades cardiacas mal definidas seleccionado, se analizó mediante el coeficiente de correlación de Pearson.
Resultados: En España, en el periodo 1986-1998 descendió la mortalidad cardiovascular (-2.02% en hombres y -2.10% en mujeres, anual), ECV (-2.74% y -2.76%, anual) y cv mal definidas (-3.17% y -2.80% anual). Por el contrario, las EIC apenas descienden (-0.53% y -0.30%).La distribución porcentual de las defunciones por enfermedades cardiovasculares varía, produciendose un aumento del porcentaje medio anual de EIC (2.41% y 2.98%) frente a un descenso del grupo de cv mal definidas (-2.21% y -1,61%). El coeficiente de correlación entre los porcentajes de EIC y cv mal definidas respecto al total de muertes cardiovasculares es de -0.97 (p<0.005) en varones y -0.94 (p<0.005) en mujeres.
Conclusiones: El coeficiente de correlación indica una relación inversa en la distribución porcentual de la EIC y las Enfermedades cardiacas mal definidas.Esto parece indicar que el grupo de cv mal definidas incluye muertes por EIC no codificadas como tales. La cuantía de las defunciones atribuidas al grupo de cv inespecíficas o mal definidas de la CIE-9 puede introducir importantes sesgos de clasificación que impidan un correcto análisis de la evolución de la mortalidad por EIC. La disminución tanto en tasa como en porcentaje de la muertes por cv mal definidas indica , no obstante, una mejora continuada de la certificacion y codificación de la causas de muerte.
261 PATRONES DE MORTALIDAD DE LAS COMUNIDADES AUTÓNOMAS EN 1998 Y CAMBIOS EN LA ULTIMA DÉCADA
A. Llácer, R. Fernández-Cuenca y M.V. Martínez de Aragón
Centro Nacional de Epidemiología, Instituto de Salud Carlos III. Madrid.
Objetivo: Caracterizar los patrones de mortalidad autonómicos y la variabilidad interautonómica de las principales causas de muerte, valorando los cambios ocurridos en la última década.
Metodología: Las defunciones se han obtenido a partir de los registros individualizados de mortalidad procedentes del INE para los años 1989 a 1998, siendo las poblaciones las estimadas por la misma fuente. En toda la serie se aplica la 9ª Revisión de la Clasificación Internacional de Enfermedades. Las defunciones se han estructurado utilizando una lista propia de causas de muerte que tiene en cuenta las listas internacionales y las publicadas por las comunidades autónomas, con. criterios de comparabilidad, importancia cuantitativa y cualitativa, incluyendo la mortalidad evitable. Por sexo y comunidad autónoma (CA), se han calculado las tasas estandarizadas por edad (ts) por población europea de referencia. Según este indicador, se han seleccionado las diez primeras causas de muerte por CA y sexo, como patrón de mortalidad, descartándose las rúbricas menos específicas. En los años extremos del periodo se han obtenido por causa y sexo: la edad media a la defunción, la mortalidad proporcional, la razón de las ts autonómicas extremas (tsMx/tsmn) como medida de variabilidad.y se ha calculado el cociente de masculinidad por causa (ts hombres/ ts mujeres). Se ha utilizado el porcentaje de cambio entre los años extremos como resumen de la evolución. Las ciudades autónomas de Ceuta y Melilla se han analizan por separado.
Resultados: En 1998, el patrón de mortalidad considerando las diez primeras causas de muerte por sexo y CA, estaba constituido por 20 causas que explicaban entre el 51% y el 59% de la mortalidad autonómica: 11 eran comunes a ambos sexos, 4 específicas de sexo, 1 sólo era principal en hombres y 4 sólo en mujeres. Seis causas en hombres y ocho en mujeres se presentaban consistentemente en el patrón de mortalidad de todas las CA. La isquemia cardíaca era la primera causa de muerte en hombres en 16 CA. Los cambios mas destacables que se han producido en relación a 1989 fueron: 1) el gran aumento de la mortalidad por demencia y cáncer de colon, causas que se incorporan al patron de mortalidad de las mujeres en todas las CA y en 11 y 13 CA, respectivamente, en hombres; 2) el importante descenso de la mortalidad por cáncer de estomago, causa que sale del patrón de 11 CA en hombres y de 14 CA en mujeres; igualmente, descenso de la mortalidad por cirrosis hepática que todavía permanece en el patrón de 9 CA en hombres pero que ya no figura en ninguna CA en el de mujeres. La variabilidad autonómica (tsMx/tsmn) oscilaba para la mayoría de las causas entre rangos de 2 a 3 en: diabetes, accidente de tráfico, cáncer de estómago, isquemia cardíaca y demencias en ambos sexos; en EPOC e IRA en hombres; en enf.hipertensiva, enf.renal, enf.cerebrovascular y cáncer de mama en mujeres. La menor variabilidad se dió en la mortalidad por otras enfermedades del corazón y cáncer de colon en ambos sexos y en el cáncer de pulmón, causa sólo presente en el patrón de los hombres. Se presentan y comparan la sobremortalidad masculina por causa y CA así como las edades medias.
Conclusión: Los patrones autonómicos y su evolución en la ultima década orientan a posibles diferencias de codificación, de riesgos y de atención médica que merecerían ser mas analizados.
262 REMATURIDAD Y MORTALIDAD INFANTIL EN ESPAÑA 1980-97
J. de la Cruz, C.R. Pallás y E. Regidor
Unidad de Epidemiología Clínica - Servicio de Neonatología. Hospital Doce de Octubre; Dpto Medicina Preventiva y Salud Pública. Universidad Complutense.
Antecedentes: A pesar del incremento en la supervivencia de los niños prematuros, la prematuridad es considerada la segunda causa de muerte en el primer año de vida. La prematuridad puede ser causa de muerte por patologías diversas no siempre recogidas en el código CIE-9 765 (Trastornos relacionados con gestación corta y bajo peso).
Objetivos: Presentar la mortalidad proporcional y la tasa de mortalidad infantil por causa de muerte y año utilizando un sistema de clasificación que agrupa las causas de mortalidad relacionadas con la prematuridad.
Métodos: Se han obtenido los nacimientos y las defunciones según causa de muerte de las publicaciones que realiza el INE a partir del registro de nacimientos y del registro de defunciones. Se utiliza el esquema de clasificación Dolfus modificado para causas de muerte infantil que agrupa en "Prematuridad y Causas Relacionadas" los códigos 431; 765.0-765.1; 767.0; 769.0; 770.2-770.5; 770.7-770.8; 777.5;779.8.
Resultados: Entre 1980 y 1997 la mortalidad infantil ha disminuido de 12,3 a 5 por mil. La principal causa de muerte en este periodo es el grupo de Anomalías Congénitas. Según la CIE-9, la tasa de mortalidad infantil por prematuridad ha sido, respectivamente en 1980, 1985, 1990 y 1997, por 100000 nacimientos, 174, 97, 66 y 33. La mortalidad proporcional por prematuridad en esos mismos años ha sido de 14, 11, 9 y 6,5. Al aplicar el esquema de agrupación Dolfus modificado, las tasas por prematuridad y trastornos relacionados son 331, 158, 132 y 80. La mortalidad proporcional 27, 18, 17 y 16.
Conclusiones: Los grupos de Anomalías Congénitas y Prematuridad han representado en torno al 50% de la mortalidad infantil proporcional en el periodo 1980-97.
