Miércoles, 17 de octubre
11:30 horas. Sala 3
Moderador:
Gonzalo Grandes Odriozola
21 HDL-COLESTEROL COMO UN MARCADOR DE MAL PRONÓSTICO EN LOS PACIENTES DE CIRUGÍA GENERAL
M. Mariscal Ortiz, M. Medina Cuadros, A. Gómez Ortega, G. Martínez Gallego, M. Sillero Arenas y M. Delgado Rodríguez
Universidad de Jaén; Hospital Ciudad de Jaén; Distrito Sanitario de Jaén, Delegación Provincial de Jaén.
Introducción: Hasta ahora ningún estudio ha estudiado el papel de los lípidos en sangre como marcadores de la mala evolución, aunque sí se ha estudiado otros marcadores como la albúmina. El objetivo del presente estudio es establecer si el HDL-colesterol al ingreso y otras lipoproteínas pueden utilizarse como predictores de diferentes complicaciones.
Métodos: Se ha realizado un estudio prospectivo en 2989 pacientes ingresados para intervención en el Servicio de Cirugía General del Hospital Ciudad de Jaén entre los años 1992 y 1997. Al ingreso se le midieron diferentes parámetros bioquímicos (albúmina sérica, proteínas totales, creatinina sérica, colesterol total, HDL-c, LDL-c y triglicéridos); a excepción de la creatinina ninguno de los restantes se valora en el preoperatorio de forma rutinaria. Los datos de la evolución se recogieron a pie de cama. Como efectos se han valorado la infección nosocomial (definida según los criterios de los CDC), la mortalidad intrahospitalaria y la duración total de la estancia. Para la mortalidad y la infección se han estimado riesgos relativos y sus intervalos de confianza (ICs) al 95%; como análisis multivariable se ha empleado la regresión logística múltiple no condicional. La prolongación de la estancia se valoró mediante análisis de varianza y covarianza, tras la transformación logarítmica de la estancia.
Resultados: Los parámetros bioquímicos no se pudieron medir en 65 pacientes. En los 2924 restantes se detectaron 375 infecciones (12,9%), de las que 251 fueron de la herida (8,6%), 60 muertes (2,0%). Se observó una relación de dosis-respuesta entre HDL-c en quintiles para los tres efectos anteriores; para la infección nosocomial se apreció con una OR ajustada por el índice SENIC, ASA, existencia de cáncer, infección comunitaria, y nivel de albúmina sérica para el quintil más bajo de HDL-c de 1,73 (IC 95% = 1,14-2,62); con la mortalidad la OR ajustada por el índice NNIS, la presencia de infección nosocomial y el nivel de albúmina sérica, para el quintil más bajo de HDL-c fue de 8,10 (IC 95% = 1,05-62,44). La estancia fue sensiblemente más larga en los pacientes con niveles bajos de HDL-c, con independencia de otras variables.
Conclusión: Los niveles de HDL-c al ingreso son predictores de una mala evolución de los pacientes de cirugía general.
22 OLIGOAMNIOS COMO FACTOR DE RIESGO DEL RETRASO DEL CRECIMIENTO INTRAUTERINO Y DEL BAJO PESO AL NACIMIENTO
M. Delgado Rodríguez, R. Pardo Crespo, G. Regueras de Lorenzo, R. Pérez Iglesias, J. Llorca Díaz, M. Mariscal Ortiz y M. Sillero Arenas
Universidad de Jaén; Universidad de Cantabria; Delegación Provincial de Salud de Jaén. Cátedra de Medicina Preventiva, Jaén.
Introducción: El oligoamnios es un factor de riesgo escasamente estudiado en la epidemiología del retraso de crecimiento intrauterino (RCIU) y del bajo peso al nacimiento. El objetivo de este trabajo es valorar la importancia de este variable frente a otras más conocidas en la epidemiología de ambos efectos.
Métodos: Se ha realizado un estudio de referencia y casos, procedentes de la misma área asistencial, en Cantabria entre los años 1994 y 1999. Los casos fueron los recién nacidos (RN) por debajo del percentil 10 para su edad gestacional dados a luz en el Hospital Universitario Marqués de Valdecilla (n = 207) y los RN con menos de 2,5 kg (n = 557) (RNBP); 182 de los RCIU eran además RNBP. La referencia fue una muestra aleatoria de 1/6 de las embarazadas atendidas en el hospital (n = 1567). Hubo un solapamiento de 60 RNBP entre los casos y la referencia y de 25 entre los RCIU y la referencia. El análisis estadístico se hizo como un estudio de cohorte y casos (considerando el solapamiento). La información se recogió por cuatro entrevistadores entrenados a lo largo del período de estudio; se extrajo de la historia, cartilla maternal y mediante entrevista personal. Se calcularon OR (con sus intervalos de confianza IC- del 95%) crudas y ajustadas mediante regresión logística múltiple para evaluar el riesgo del oligoamnios para cuatro efectos: RNBP globalmente, RNBP a término (> 37 semana), RNBP pretérmino (< 259 días de gestación), y RCIU.
Resultados: En 53 mujeres no constaba información sobre oligoamnios. Esta variable es infrecuente: sólo 26 de la cohorte de referencia estaban expuestas (1,4%). A nivel univariable el oligoamnios se comportó como un claro factor de riesgo de los cuatro efectos considerados: RNBP (OR = 11,98, IC 95% = 7,05-21,22), RNBP a término (OR = 15,98, IC 95% = 7,81- 34,16), RNBP pretérmino (OR = 15,61, IC 95% = 8,00-32,26) y RCIU (OR = 28,98, IC 95% = 14.78-59.98). Los ajustes por factores de confusión no hicieron desaparecer la asociación observada. Para el RNBP, ajustar por número de cigarrillos fumados durante el embarazo, atención sanitaria prenatal (medida por el índice Kessner), baja ganancia ponderal, según los criterios del Institute of Medicine (para el índice de masa corporal), otras anomalías obstétricas, preeclampsia y diabetes, y el propio índice de masa corporal, dio una OR = 15,22 (IC 95% = 8,20-28,27); este valor fue mayor para los RNBP pretérmino (OR = 23,16, IC 95% = 10,43-51,42) que para los a término (OR = 13,84, IC 95% = 6,57-29,33). Para el RCIU el valor de la OR ajustada fue de 10,01 (IC 95% = 6,08-16,48).
Conclusiones: El oligoamnios es un claro factor que influye en el crecimiento del feto durante el embarazo.
23 VARIACIONES EN LAS TASAS DE HOSPITALIZACIÓN POR CAUSAS SENSIBLES A CUIDADOS AMBULATORIOS EN LA PROVINCIA DE GRANADA
S. Márquez-Calderón*, M.M. Rodríguez del Águila y E. Perea-Milla
Escuela Andaluza de Salud Pública; Hospital Universitario Virgen de las Nieves de Granada; Hospital Costa del Sol. *Escuela Andaluza de Salud Pública. Campus Universitario de Cartuja. Granada.
Antecedentes y objetivos: Las tasas de hospitalización por procesos sensibles a cuidados ambulatorios (PSCA) se han utilizado como indicador de accesibilidad a los servicios sanitarios y de calidad de la atención primaria, si bien existe alguna controversia en cuanto a este segundo uso. Los PSCA son procesos donde la atención ambulatoria efectiva y proporcionada a tiempo puede ayudar a disminuir el riesgo de hospitalización, bien sea tratando una enfermedad aguda, controlando una enfermedad crónica o previniendo el inicio de un problema de salud. En España hay escasos estudios sobre el tema, y los dos realizados hasta ahora se circunscriben a Comunidad Valenciana y Cataluña y encuentran una variabilidad importante entre áreas. El objetivo de este estudio es describir la variabilidad en las tasas de PSCA entre municipios del área de referencia del Hospital Virgen de las Nieves de Granada y determinar los factores relacionados.
Métodos: Estudio ecológico que incluye los 34 municipios del área de referencia del Hospital Virgen de las Nieves (no incluye la parte de la capital asignada al hospital). Se utilizaron tasas de PSCA estandarizadas por el método indirecto para cada municipio, globales y por sexo, partiendo de las hospitalizaciones registradas en el CMBD de los años 1997 a 1999. Se realizó un análisis bivariante para explorar la relación entre las razones de hospitalización estandarizadas por PSCA y: 1) tipo de modelo de Atención Primaria (reconvertido/ no reconvertido), 2) variables ecológicas de nivel socioeconómico (desempleo, renta, etc.), 3) tasa estandarizada de mortalidad (como indicador de salud de la población), 4) crona del municipio al hospital, 5) ruralidad (definida por ser un municipio con más o menos de 3000 habitantes). Se realizó una regresión lineal múltiple con las variables que presentaron una relación estadísticamente significativa en el análisis bivariante, incluyendo también en el modelo aquellas variables con significación epidemiológica y valor de p entre 0.05 y 0.10. Los modelos multivariantes se hicieron para tasas globales, tasas en varones y tasas en mujeres.
Resultados: La razón estandarizada de hospitalización por PSCA osciló de 0,45 a 1,38 en varones, y de 0,10 a 2,29 en mujeres. En la población total (varones y mujeres), el 44 % de la variabilidad entre municipios se explicó por las siguientes variables: crona (menores tasas a más distancia), tamaño de la población (tasas mayores en poblaciones con más de 3000 habitantes), interacción entre las dos variables anteriores (la crona tenía mayor efecto en los municipios mayores) y proporción de población desempleada (mayores tasas a más desempleo). En los varones, el 62 % de la variabilidad se explicó por las cronas, el tamaño del municipio, la interacción de ambas variables, y la mortalidad en varones (mayores tasas de hospitalización en municipios con mayor mortalidad). En las mujeres solo pudo explicarse un 18 % de la variabilidad, con dos variables: crona y proporción de población desempleada.
Conclusiones: Los factores relacionados con la variabilidad en las tasas de hospitalización por PSCA son distintos en varones que en mujeres, existiendo un modelo mucho más claro en los primeros, condicionado por la distancia al hospital, la ruralidad y la mortalidad. No se han hallado diferencias según el tipo de modelo de atención primaria y las variables socioeconómicas explican poca parte de la variabilidad, si bien se trata de zonas con nivel socioeconómico muy parecido.
24 FACTORES ASOCIADOS A LA DEMORA SÍNTOMAS/1ª CONSULTA EN ENFERMOS TUBERCULOSOS
M.J. Bleda Hernández, M. Díez Ruíz-Navarro por el Grupo de Trabajo del PMIT
Unidad de Investigación en Tuberculosis, Centro Nacional de Epidemiología, Instituto de Salud Carlos III. Madrid.
Antecedentes y objetivos: En el contexto del Proyecto Multicéntrico de Investigación sobre Tuberculosis (PMIT) se recogió información sobre la fecha registrada de inicio de los síntomas de tuberculosis (TB) y sobre la fecha de la primera consulta por esta causa a partir de la historia clínica, de los casos diagnosticados entre mayo de 1996 y abril de 1997 en 13 Comunidades Autónomas (CCAA). El objetivo de esta comunicación es presentar los resultados sobre demora entre ambas fechas, así como sobre los factores asociados con ella.
Material y Métodos: En el análisis de la demora síntomas/1ª consulta se excluyeron los casos sin síntomas de TB, los que no tenían ni mes ni día en la fecha de inicio de síntomas, los que no tenían completa la fecha de 1ª consulta y los que presentaban inconsistencias entre ambas fechas. Cuando constaba mes y año de inicio de síntomas pero no el día, se imputó éste a mitad del mes correspondiente. Se estudió la distribución del tiempo de demora síntomas/1ª consulta para el total de individuos y según distintas variables de interés, y su asociación con diversos factores se estimó mediante la odds ratio (OR) y su intervalo de confianza (IC) al 95%. El análisis multivariante se realizó mediante regresión logística, utilizando como punto de corte para definir demora la mediana de demora global (22 días). Los resultados se han ajustado por sexo, edad y comunidad autónoma. La estrategia de construcción del modelo y la verificación de bondad del ajuste, se realizaron siguiendo las directrices de Hosmer&Lemeshow.
Resultados: El total de casos válidos para el análisis fue de 7037 (76,3% del global). La mediana global de demora síntomas/1ª consulta fue 22 días pero el 22,85% de éstos casos tardó más de 2 meses en ir a consulta. En el análisis multivariado los factores asociados con una mayor demora fueron: ser un caso inicial (OR:1,22 (1,04-1,44)); tener síntomas constitucionales (OR:1,47 (1,32-1,64)) u otros síntomas no respiratorios de TB (OR:1,28 (1,11-1,48)); ser VIH- (OR:1,17 (1,03-1,32)); y tener más de 14 años, pero el efecto de la edad no es lineal: la demora aumenta en el grupo de 15-34 años (OR:3,44 (2,63-4,48)), alcanza su máxima efecto en el de 35-64 años (OR:5,19 (3,97-6,78) y vuelve a disminuir en los mayores de 64 años (OR:3,86 (2,92-5,09)). Los factores asociados con una menor demora fueron: tener localización pulmonar y extrapulmonar (OR: 0,79 (0,68-0,93)) o exclusivamente extrapulmonar (OR:0,65 (0,57-0,74)); tener síntomas respiratorios (OR: 0,83 (0,72-0,95)) o síntomas no relacionados con la TB (OR: 0,79 (0,66-0,95)) y ser VIH+ (OR:0,78 (0,66-0,91)). Otros factores al borde de la significación estadística en cuanto a su asociación con menor demora fueron: tener diabetes (OR: 0,81 (0,65-1,01)) o insuficiencia renal crónica (OR:0,64 (0,39-1,03)); tratamiento con corticoides (OR:0,75 (0,55-1,03)); usar drogas por vías distintas a la parenteral (OR:0,82 (0,64-1,05)) y estar en prisión (OR:0,79 (0,60-1,05)).
Conclusiones: Aunque la demora síntomas /1ª consulta podría estar subestimada en el PMIT, por no haberse registrado en la historia clínica síntomas poco llamativos, los resultados de este estudio, el mayor de su clase realizado en España, muestran que casi 1/4 de los enfermos de TB tardaron más de 2 meses en acudir a consulta. Ser niño, haber tenido un episodio previo de TB, presentar enfermedad extensa, presentar síntomas respiratorios y tener infección por VIH, u otras patologías que obliguen a contactar con el sistema sanitario, son los principales factores asociados a una menor demora síntomas-1ª consulta.
25 ASOCIACIÓN ENTRE DISCAPACIDAD Y MINUSVALÍA EN PACIENTES DEL SÍNDROME DE ACEITE TÓXICO CALIFICADOS DE INCAPACIDAD PERMANENTE
M.C. Martín Arribas, M. Izquierdo Martínez, P. de Andrés Copa, M.J. Ferrari Arroyo, A. Nogales Morán, A. Avellaneda Fernández y M. Posada de la Paz
Centro de Investigación sobre el Síndrome del Aceite Tóxico. Instituto de Salud Carlos III. Madrid.
Antecedentes y/o objetivos: El Síndrome de Aceite Tóxico es una enfermedad crónica que produce un elevado número de secuelas. En diciembre de 1997 del total de 17.837 pacientes vivos, 3.477 habían sido valorados por el Instituto Nacional de la Seguridad Social (INSS) y calificados grado de Incapacidad Permanente (IP). Nuestro objetivo es valorar la asociación entre minusvalía, discapacidad y depresión en los pacientes del SAT con IP.
Métodos: Muestra aleatoria de 292 pacientes clasificados con invalidez permanente del total de inválidos de la cohorte de SAT en Madrid (n=2.446). La valoración de discapacidad se obtuvo mediante un cuestionario basado en la Clasificación Internacional de Deficiencias, Discapacidad y Minusvalía de la OMS. La minusvalía se ha medido con la London Handicap Scale. Como medida global de discapacidad, hemos considerando el número de ellas que presentan. Para valorar la depresión se ha utilizado la Escala del Golberg. Se ha realizado un análisis univariado para estudiar la asociación entre minusvalía y discapacidad, considerado las variables como ausentes o presentes. Para el análisis multivariado ajustado por edad y sexo, se utilizó el procedimiento GML de SAS, utilizando la R2 como medida de la fuerza de la asociación entre la minusvalía y las variables explicativas (categoría de discapacidad y depresión).
Resultados: Se entrevistaron 214 sujetos, con una tasa de respuesta de 73,3%. El 66,4% fueron mujeres. La mediana de edad es de 62 años (rango 20-85). La mediana de minusvalía es de 78 (rango 25-100) y la mediana del total de discapacidades medidas es de 7 (rango 0-28). La minusvalía y la discapacidad están fuertemente asociadas, explicando hasta el 59% de la varianza. Las categorías de discapacidad más relevantes son: de conducta (R2 = 0,59), permaneciendo el sexo en el modelo; de disposición del cuerpo (R2 = 0,58); de cuidado personal y de locomoción (R2 = 0,54). La depresión, como variable explicativa, mejora el modelo fundamentalmente en las restantes categorías: de comunicación, de situación y de destreza, sin modificar el efecto del resto de las variables.
Conclusiones: 1) La minusvalía no se puede explicar por el número total de discapacidades, la edad o el sexo, sino que depende de la categoría de la discapacidad. 2) El sexo únicamente influye cuando se analiza la discapacidad de conducta. 3) La depresión influye en la valoración de la minusvalía, de tal manera que las diferencias en función de la categoría de la discapacidad se atenúa, cuando se considera ésta.
26 EL ANÁLISIS DE CONJUNTO: APLICACIÓN A LA ELABORACIÓN DE UN SISTEMA DE PRIORIZACIÓN DE PACIENTES EN LISTA DE ESPERA
M. Comas, E. Rodríguez, M. Espallargues, L. Sampietro, J.L. Pinto y X. Castells
Servei d'Estudis, Inst. Municipal d'Assistència Sanitària (IMAS), Barcelona; Dept. de Economía Aplicada, Univ. de Vigo; Agència d'Avaluació de Tecnologia i Recerca Mèdiques (AATM), Servei Català de la Salut; Centre de Recerca en Economia i Salut (CRES), Univ. Pompeu Fabra, Barcelona.
Antecedentes y objetivos: El análisis de conjunto es una técnica ampliamente utilizada en el área de investigación de mercados para la evaluación de las preferencias de los consumidores respecto a productos o servicios. Nuestro objetivo es discutir la aplicabilidad de este enfoque metodológico en el ámbito sanitario, en concreto para la elaboración de un sistema de puntuación para priorizar pacientes en lista de espera para recibir cirugía electiva (cataratas y artroplastia de cadera/rodilla).
Métodos: El análisis de conjunto aplicado a pacientes en lista de espera para cirugía electiva pretende obtener un sistema de puntuación basado en distintos criterios, con sus respectivos niveles, para ordenar a los pacientes según nivel de prioridad. Este enfoque permite obtener puntuaciones independientes para cada nivel de cada criterio a través de una valoración multifactorial de cada tipología de paciente, es decir, el entrevistado ordena los tipos de paciente según prioridad teniendo en cuenta el conjunto de factores que los determinan. Una vez definidos los criterios relevantes y sus niveles, se crea la totalidad de escenarios (tipos de pacientes) posibles a partir de la combinación de estos niveles. De este conjunto de escenarios se selecciona un subconjunto, con un número más manejable, para crear tarjetas con la descripción de cada escenario, que el entrevistado tendrá que ordenar según su opinión respecto al orden en que juzguen se deben someter a la cirugía. Se utiliza el número de orden obtenido para cada escenario como variable de respuesta para ajustar un modelo logit ordenado. Se descompone la contribución de cada nivel de cada criterio sobre la prioridad que los entrevistados han asignado a los escenarios y también se puede calcular la importancia relativa de cada criterio. Gracias a que se obtiene una puntuación para cada nivel de criterio, las puntuaciones obtenidas a través del subconjunto de escenarios son extrapolables a la totalidad de combinaciones de niveles de criterios.
Resultados: Se obtuvieron resultados satisfactorios en los tests de validez del modelo: significación y direccionalidad esperada en las puntuaciones para cada nivel de cada criterio (coeficiente de mayor magnitud para los niveles de mayor gravedad dentro de cada criterio), se encontraron correlaciones elevadas entre el orden estimado y el observado según puntuación y también según importancia relativa y también se comprobaron dominancias entre tarjetas.
Conclusiones: El análisis de conjunto permite obtener, a través de un enfoque multifactorial basado en la combinación de criterios, puntuaciones independientes para los niveles de los criterios que generan una puntuación global de prioridad que ordena los pacientes dentro de la lista de espera.
27 PRIORIZACIÓN DE LA LISTA DE ESPERA QUIRÚRGICA: ¿SON DISTINTAS LAS PREFERENCIAS DE PACIENTES, POBLACIÓN Y PROFESIONALES DE LA SALUD?
M. Espallargues, L. Sampietro-Colom, X. Castells, M. Comas, E. Rodríguez y J.L. Pinto
Agència d'Avaluació de Tecnologia i Recerca Mèdiques (AATM); Institut Municipal d'Investigació Mèdica (IMIM); Centre de Recerca en Economia i Salut (CRES); Universidad de Vigo.
Antecedentes y objetivo: Existe un interés creciente por involucrar y considerar las opiniones y preferencias de los ciudadanos en la toma de decisiones sanitarias. Como parte de un proyecto más amplio, el objetivo de este estudio es describir las diferencias entre distintos decisores en las preferencias para la priorización de pacientes en lista de espera para cirugía de catarata y artroplastia de cadera y rodilla (ACR).
Métodos: Se utilizó la metodología del análisis de conjunto. Para identificar los criterios relevantes (atributos) se crearon cuatro grupos focales/nominales de 5-10 participantes para cada procedimiento quirúrgico. Los sujetos de estudio incluyeron los siguientes colectivos: especialistas clínicos, profesionales relacionados, pacientes y familiares, y población general. Se establecieron niveles o categorías dentro de cada criterio. A partir de todas las posibles combinaciones de niveles de cada criterio (288), se seleccionó para cada procedimiento un subconjunto de 16 escenarios (pacientes hipotéticos) mediante la técnica fraccional factorial ortogonal. Después se obtuvo una muestra representativa de sujetos de cada uno de los colectivos anteriores (N=1.200 para cada procedimiento). Se pidió a los participantes, mediante entrevistas personales o correo, que ordenaran de mayor a menor prioridad quirúrgica los 16 escenarios (método full-profile). Finalmente, los valores para cada nivel de los criterios se estimaron mediante la técnica de regresión multivariante del logit ordenado. También se calculó la importancia relativa de cada criterio.
Resultados: Para ambos procedimientos los criterios seleccionados fueron: gravedad de la enfermedad, probabilidad de recuperación, limitación de las actividades diarias, limitación para trabajar, tener alguna persona que cuide al paciente y tener a alguien a cargo del paciente. También se seleccionó el dolor en el caso de la ACR. En los 4 colectivos analizados los coeficientes obtenidos tenían los signos esperados, y todos fueron significativos (p < 0,001). Todos los grupos dieron mayor importancia a la gravedad de la enfermedad, al dolor (en el caso de la ACR) y a la capacidad funcional (limitación de las actividades diarias y limitación para trabajar). El dolor fue más puntuado por los pacientes y familiares que por la población general, los profesionales relacionados y los especialistas (39% vs 27%, 26% y 33%, respectivamente; p < 0,005). En cambio, los pacientes y familiares dieron menos importancia a la limitación de las actividades diarias que los otros grupos (p < 0,05) para ambos procedimientos. La gravedad de la enfermedad recibió menos puntuación por parte de los profesionales y clínicos (p < 0,05).
Conclusiones: Aunque la ordenación final de los criterios según su importancia relativa no difiere entre los grupos, existen diferencias en las puntuaciones asignadas a los criterios y sus niveles que plantean la necesidad de implicar a los distintos colectivos en el establecimiento de prioridades en las listas de espera. Esto puede explicarse por el distinto conocimiento y vivencia de la enfermedad de los colectivos participantes.
28 INCIDENCIA DE HISTERECTOMÍAS EN ANDALUCÍA, 1996-99. INDICACIÓN Y PROCEDIMIENTO QUIRÚRGICO
M.J. Sánchez1, C. Martínez1, F.J. Alaminos1, R. Arnaud1, A. Rodríguez2 y A. Llácer3
1Registro de Cáncer de Granada. Escuela Andaluza de Salud Pública; 2Servicio de Obstetricia y Ginecología. Hospital Materno-Infantil. Granada; 3Centro Nacional de Epidemiología. Instituto de Salud Carlos III. Madrid.
Antecedentes y objetivo: La histerectomía es una de las intervenciones realizadas con mayor frecuencia en las mujeres. Las variaciones geográficas (regionales e internacionales) son grandes y las causas no son bien conocidas, atribuyéndose fundamentalmente a diferencias en la práctica clínica. Por este motivo los factores sociodemográficos y el sistema sanitario parecen tener una especial importancia para explicar esta variabilidad. En España es escasa la información existente sobre este procedimiento quirúrgico y sus indicaciones.
El objetivo de este estudio fue conocer las tasas de incidencia de histerectomía por edad, procedimiento quirúrgico e indicación del período 1996-99 en Andalucía.
Métodos: Se consideraron todos los ingresos con diagnóstico principal o secundario de histerectomía, sola o combinada con ooforectomía, en los hospitales públicos de la Comunidad Autónoma de Andalucía durante el período 1996-99, recogidos en el Conjunto Mínimo Básico de Datos de Andalucía (CMBDA) y facilitado por el Servicio Andaluz de Salud.
Los diagnósticos se codificaron según la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-9-MC). Las categorías usadas para seleccionar los procedimientos quirúrgicos fueron: 68,3 (histerectomía subtotal abdominal), 68,4 (histerectomía abdominal total), 68,5 (histerectomía vaginal), 68,6 (histerectomía abdominal radical), 68,7 (histerectomía vaginal radical), 68,8 (exenteración pélvica) solas o combinadas con alguna de las categorías 65,3-65,4 (ooforectomía o salpingooferectomía unilateral) y 65,5-65,6 (ooforectomía o salpingooforectomía bilateral).
Se presentan las tasas brutas de incidencia de histerectomía, las tasas específicas por edad y las tasas corregidas, excluyendo del denominador las mujeres previamente histerectomizadas.
Resultados: En el período 1996-99 se realizaron 22.360 histerectomías en los hospitales públicos de Andalucía.
La tasa de incidencia bruta media anual de histerectomía fue de 151,9 por 100.000 mujeres y la tasa corregida por la población con útero a riesgo se estimó en 161,2 por 100.000 mujeres.
La tasa fue más alta en el grupo de 45 a 49 años (637,3 por 100.000 mujeres), incluso después de corregir por la población con útero a riesgo (660,6 por 100.000 mujeres).
Los procedimientos quirúrgicos más frecuentes fueron la histerectomía abdominal total (69,7%) y la histerectomía vaginal (18,6%), únicas o combinadas con ooforectomía uni o bilateral.
La indicación más frecuente fue el leiomioma uterino (45%) seguida del prolapso genital (18%); el 13% de las histerectomías fueron debidas a un cáncer ginecológico.
Conclusiones: La tasa de incidencia media anual de histerectomía en Andalucía en el período 1996-99 fue de 151,9 por 100.000 mujeres, incrementándose en un 6% cuando se corregía por la población con útero a riesgo. Esta incidencia es baja comparada con la de otras áreas geográficas del norte de Europa o de EEUU. Dado que la corrección de las tasas de histerectomía por población con útero a riesgo produce cambios en las tasas de histerectomía, esta corrección debería realizarse cuando se calculan las tasas de incidencia de histerectomías o de cáncer de útero.
