Miércoles, 17 de octubre
17:15 horas. Sala 4
Moderadora:
Izabella Rohlfs
126 VALIDEZ DE LA VERSIÓN ESPAÑOLA DEL PERFIL DE SALUD DE ADOLESCENTES: CHILD HEALTH AND ILLNESS PROFILE, ADOLESCENT EDITION (CHIP-AE)
V. Serra, L. Rajmil, J. Alonso, B. Starfield y A. Riley
Agència d'Avaluació de Tecnologia i Recerca Mèdiques, Barcelona; Institut Municipal d'Investigació Mèdica, Barcelona; Johns Hopkins University, Baltimore.
Antecedentes y objetivo: La versión española del CHIP-AE es el primer instrumento genérico adaptado para su uso en España, que permite describir el estado de salud, identificar diferencias sistemáticas y determinar necesidades en la población de adolescentes. El objetivo del estudio fue analizar la validez convergente, estructural y de criterio de la versión española del CHIP-AE.
Métodos: Los datos provienen de una muestra de 902 adolescentes escolarizados de 12-18 años, representativa de la ciudad de Barcelona y una muestra rural de 551 adolescentes. Se administró el CHIP-AE a toda la muestra y el Child Depression Inventory (CDI) y el State-Trait Anxiety Inventory (STAIC) a una submuestra para probar la validez convergente. Se recogieron las notas escolares en un colegio y se realizaron 91 entrevistas telefónicas a informadores indirectos (mayoritariamente madres). Las puntuaciones del CDI y STAIC se compararon con las subdimensiones del CHIP-AE. Se realizó un análisis factorial exploratorio y confirmatorio, esperando patrones similares a los de la versión original norteamericana. Se generaron curvas Receiver Operating Characteristic (ROC) para calcular la sensibilidad de la subdimensión rendimiento académico, utilizando como patrón de referencia las notas escolares. Se calcularon coeficientes kappa para analizar el porcentaje de concordancia entre respuestas de adolescentes e informadores indirectos. Se calculó la sensibilidad y la especificidad de las respuestas de los adolescentes en algunas variables sociodemográficas, con respecto a las respuestas de sus madres.
Resultados: Las puntuaciones del CHIP-AE en las subdimensiones disconfort emocional y autoestima presentaron correlaciones más elevadas con el CDI y STAIC que con otras subdimensiones (rango:0,48-0,80). Los factores necesarios para crear los perfiles de salud se definieron claramente: Satisfacción, Disconfort, Resistencia y Riesgos. La subdimensión de rendimiento académico del CHIP-AE presentó un área bajo la curva ROC de 0,81 en relación al número de suspensos y 0,69 con respecto a la nota media (p < 0,01). Los porcentajes de concordancia entre las respuestas de los adolescentes y la de sus padres oscilaron entre 0,49 para el asma y 0,68 para ítems relacionados con la seguridad en el hogar. Las variables nivel de estudios y situación laboral del padre y de la madre presentaron una sensibilidad entre 0,60-0,76 y una especificidad entre 0,87-0,95. En general, los resultados son similares a los de la versión original norteamericana.
Conclusiones: La versión española del CHIP-AE presenta una validez aceptable para describir la salud de adolescentes y establecer comparaciones internacionales.
Proyecto financiado por el Fondo de Investigaciones Sanitarias (contrato Nº 98/0617).
127 PATRÓN DE INICIO DEL TABAQUISMO DE LOS ESPAÑOLES SEGÚN EL NIVEL DE ESTUDIOS DESDE 1948 HASTA 1992
A. Schiaffino, E. Fernández, C. Borrell, M.García y J.M.Borràs
Institut Català d'Oncologia; Institut Municipal de Salut Pública de Barcelona. Servei de Prevenció i Control del Càncer. Institut Català d'Oncologia.
Objetivos: Analizar los patrones de inicio del tabaquismo según el género y el nivel de estudios desde el año 1948 hasta el año 1992 en España.
Métodos: Se agruparon los datos de las Encuestas Nacionales de Salud Españolas de los años 1993, 1995 y 1997 de forma homogénea. Se han incluido en el análisis los sujetos mayores de 24 años que tenían información completa sobre el hábito tabáquico y el nivel de estudios (12.914 hombres y 14.163 mujeres). A partir del año de nacimiento y de la edad de inicio y abandono del hábito se ha calculado, para cinco períodos de calendario (1948-1952, 1958-1962, 1968-1972, 1978-1982 y 1988-1992) y para cada edad específica (de 10 a 24 años) las proporciones de inicio como el número de individuos que empezaron a fumar a una edad determinada sobre el número de individuos a riesgo de fumar (nunca fumadores + exfumadores). El nivel de estudios se ha agrupado en 2 categorías (sin estudios+primarios y secundarios+universitarios). El análisis de las figuras de las tasas de inicio según la edad y el nivel de estudios para cada género y período permite determinar la evolución de los patrones de inicio. Se han tenido en cuenta las ponderaciones muestrales en todos los análisis.
Resultados: Entre los hombres se observa que, en los primeros períodos de calendario (1948-1952 y 1958-1962), alrededor de un 10% empezó a fumar entre los 18 y los 20 años, esta proporción sube hasta un 15% entre 1968 y 1982 para descender otra vez al 7% en el último período (1988-1992). Se observa que la edad de inicio ha disminuido, mientras que la proporción máxima se alcanzaba entre los 18 y los 20 años en los 3 primeros períodos, este punto máximo se alcanza entre los 16 y los 18 en el último período sobretodo entre los hombres con un menor nivel de educación. El hábito tabáquico es muy poco frecuente entre las mujeres hasta la década de los 70 (tasas de inicio entre los 18 y 20 años del 1% en el período 1948-1952 y del 1,3% en el período 1958-1962) pero a partir del período 1968-1972, se observa una convergencia en las proporciones de inicio en ambos sexos hasta hacerse similar en el período 1988-1992 (tasas de inicio entre los 16 y 18 años del 10,5% entre las mujeres y de 11% entre los hombres). Las mujeres con mayor nivel de estudios empiezan a fumar antes (1958-1962) que las mujeres de menor nivel de estudios. Este patrón se invierte a partir de los años 80: se observa que las mujeres con menor nivel de estudios tienen proporciones de inicio más elevadas (tasas de inicio entre los 16 y 18 años del 13,8%) que las mujeres con mayor educación (tasas de inicio entre los 16 y 18 años del 11,4%).
Conclusiones: Este estudio ayuda a caracterizar la epidemia de tabaquismo en España que ahora se encuentra en la fase III. Los resultados concuerdan con la teoria de difusión de innovaciones y con los acontecimientos tanto sociales como económicos ocurridos en España desde los años 60. Este patrón en el inicio del hábito permite explicar por qué las consecuencias del tabaco sobre la salud se están observando todavía solamente en los hombres y muestran la necesidad de promover intervenciones antitabáquicas dirigidas a las mujeres
Estudio parcialmente financiado por el Fondo de Investigación Sanitaria (FIS 00/0695).
128 PREVALENCIA DE TABAQUISMO EN ESPAÑA (19201990): ANÁLISIS SEGÚN COHORTES DE NACIMIENTO
E. Fernández, A. Schiaffino, M. García, J.R. Villalbí, C. La Vecchia y J.M. Borràs
Institut Català d'Oncologia; Institut Municipal de Salut Pública de Barcelona; Istituto di Ricerche Farmacologiche «Mario Negri».
Fundamento y objetivo: En España, la primera encuesta de ámbito estatal con información sobre prevalencia del tabaquismo se realizó en 1978, a la que siguieron las Encuestas Nacionales de Salud (ENSE) a partir de 1987. No se dispone de información anterior que permita caracterizar el inicio y la difusión del tabaquismo. Sin embargo, las ENSE permiten reconstruir las cohortes de nacimiento y su experiencia con el tabaco. El objetivo de este trabajo fue analizar la prevalencia del tabaquismo entre 1920 y 1990 en las sucesivas cohortes de varones y mujeres nacidos entre 1900 y 1970 en España.
Métodos: Los datos provienen de las ENSE de los años 1993 (n = 26.400), 1995 (n = 8.300) y 1997 (n = 8.300). Tras unir los correspondientes ficheros, se han seleccionado los 33.234 sujetos >15 años que respondieron directamente el cuestionario con información sociodemográfica y sobre hábito tabáquico completa. A partir de su año de nacimiento se clasificó a cada sujeto en las siguientes cohortes de nacimiento: 1900-09, 1910-19, 1920-29, 1930-39, 1940-49, 1950-59, 1960-69 y 1970-79. Según su historia de tabaquismo, se clasificó a los sujetos como fumadores o no fumadores para cada período de calendario de estudio. Se ha calculado la prevalencia de tabaquismo en cada cohorte de nacimiento, según grupos de edad en decenios (10-19, 20-29, ... 80-89 años de edad) y cada 10 años de calendario (año 1920, 1930, .... 1990). Las prevalencias de tabaquismo se corrigieron por el exceso de mortalidad entre los fumadores.
Resultados: En varones, tras un incremento sostenido, las prevalencias específicas por edad más elevadas se registran en el año 1980, para disminuir a continuación. La prevalencia en varones jóvenes y adultos-jóvenes aumentó ininterrumpidamente hasta la generación nacida en 1950-59, que a la edad de 20-29 años presentó la prevalencia absoluta más elevada (del 68.0% en 1980). A partir de 1980, se aprecia un descenso generalizado pero moderado de la prevalencia. En las mujeres, la prevalencia de tabaquismo no superó el 10,0%, hasta 1980, en una cohorte de mujeres, la de las nacidas entre 1940 y 1949. La prevalencia del hábito en la cohorte de 1950-59 se estabilizó entorno al 32,0% en los años 1980 y 1990, pero la prevalencia ha aumentado en todas las cohortes entre esos años. La mayor prevalencia en mujeres fue del 49,9% en la cohorte de 1960-69 en el año 1990 (a los 20-29 años de edad).
Conclusión: La reconstrucción de la prevalencia de tabaquismo para diferentes cohortes de nacimiento a partir de datos recogidos mediante encuestas transversales muestra con claridad el patrón de difusión del tabaquismo en España: en los varones la penetración creciente en los jóvenes hasta los años 1940-1950, posterior ascenso en las décadas sucesivas y descenso a partir de los años 80, así como la incorporación tardía (1970-1980) pero masiva al hábito de las mujeres de las generaciones más recientes.
Estudio parcialmente financiado por el Fondo de Investigación Sanitaria (FIS 00/0695).
129 ESTIMACIÓN DE LA PREVALENCIA DE CONSUMO DE OPIÁCEOS EN DOS AREAS GEOGRÁFICAS. APLICACIÓN DEL MÉTODO DE CAPTURA-RECAPTURA
A. Domingo-Salvany, J.F. Correa e I. Izarzugaza
Institut Municipal d'Investigació Mèdica (IMIM), Barcelona; Servicio de Epidemiología, Consejería de Sanidad de Murcia; Departamento de Sanidad - Gobierno Vasco, Vitoria.
Antecedentes: En el marco de un estudio para estimar la prevalencia global estatal del consumo problemático de opiáceos, se requería tener una estimación fiable de dicha prevalencia en varias provincias españolas. Se presentan los resultados para dos de ellas en el año 1998.
Métodos: Se usó el método de captura-recaptura, teniendo en cuenta las recomendaciones de Hook & Regal (1). Las fuentes de información eran tres indicadores indirectos que se recogen de forma sistemática en las provincias escogidas: los inicios de tratamiento por drogodependencia, las urgencias relacionadas con consumo de drogas y, uno de los dos siguientes, la mortalidad por sobredosis de opiáceos o el programa de atención en comisarías. Dentro de cada indicador se escogieron los episodios que cumplían la definición de caso: ser consumidor actual de opiáceos, independientemente de la vía, tener entre 15 y 54 años de edad y ser residente en la provincia de estudio. La selección de individuos únicos se realizó teniendo en cuenta el código confidencial de identificación.
Resultados: Una vez detectados los individuos únicos en los indicadores usados se habían captado 807 consumidores en Bizkaia y 1.717 en Murcia. Varios modelos log-lineales (con diferentes interacciones para controlar posibles dependencias entre las distintas fuentes) ajustaban bien los datos. Los resultados de dichos modelos se utilizaron para obtener la estimación definitiva, ponderando sus valores de acuerdo con el Bayesian Information Criteria (BIC) correspondiente. Así se obtuvieron las estimaciones definitivas de 3.410 consumidores problemáticos de opiáceos en Bizkaia y 10.384 en Murcia, que corresponden a unas tasas de 5,0 y 15,9 consumidores por mil habitantes, respectivamente.
Conclusiones: Estas cifras, aunque muy distintas entre sí, son razonables si las comparamos con otras estimaciones realizadas en nuestro país (2). Sin embargo, los problemas y limitaciones encontrados en las bases de datos hacen que la comparación de estos resultados deba hacerse con cautela. Por otra parte nos permite reflexionar sobre la necesidad de criterios claros y acuerdos previos antes de poner en marcha sistemas de información. Ello permitiría una más ágil utilización de los datos generados para posteriores estudios y análisis.
(1) Hook EB y col. Am J Epidemiol 1997; 145: 1138-1144.
(2) Domingo-Salvany A y cols. Am J Epidemiol 1998; 148: 732-740.
130 FACTORES PREDICTIVOS DE LA INICIACIÓN AL TABAQUISMO EN UNA MUESTRA DE ESCOLARES DE BARCELONA
C. Ariza, M. Nebot, Z. Tomás y S. Valmayor
Instituto Municipal de Salud Pública de Barcelona
Antecedentes y objetivo: El objetivo del estudio es estudiar los factores predictivos de la iniciación al consumo de tabaco, según el género, en una muestra representativa de los escolares de 2º curso de Educación Secundaria Obligatoria de Barcelona.
Métodos: Se administró un cuestionario a 1.041 escolares de 1º de ESO de 37 escuelas de enseñanza secundaria en 1998. Un año más tarde se administró el mismo cuestionario a 990 escolares de 2º de ESO de las mismas escuelas. Se trata de un cuestionario autoadministrado que incluye variables sociodemográficas, determinantes cognitivos del hábito tabáquico, y preguntas sobre otros comportamientos relacionadas con la salud. Entre los determinantes, se han estudiado la presión social percibida; el hábito tabáquico de los padres, hermanos, profesores y amigos; autoeficacia percibida para resistir las presiones al consumo; y las actitudes. Se consideró como fumador a todo escolar que declaraba haber fumado alguna vez hasta el momento de la realización de la encuesta. Con respecto a la intención de fumar en el futuro, se entiende por precontemplador al escolar que cree o asegura que no fumará nunca y como contemplador el que cree que fumará en el futuro. Se presentan los resultados del análisis de regresión logística multivariada (odds ratio e intervalo de confianza del 95%) correspondientes a los 921 escolares que realizaron ambas encuestas.
Resultados: De los 802 no-fumadores en la primera encuesta, un 13,1% de los chicos y un 18,6% de las chicas eran fumadores en el seguimiento. La intención de fumar en el año próximo aparece en ambos sexos como el factor más predictivo de la conducta fumadora (OR = 2,5; IC: 1,1-5,9, en los chicos y OR = 2,1; IC: 1,0-4,4, en las chicas). Además, en los chicos, estar escolarizado en una escuela privada (OR = 2,5 ; IC:1,1-10,0), disponer de más de 500 ptas semanales para gastos personales (OR = 2,3; IC: 1,1-4,8) y vivir en una familia monoparental (OR = 2,3; IC: 1,1-4,9) se revelan también como factores predictores. Entre las chicas, otras variables asociadas que mostraron valor predictivo fueron ir a bares y discotecas en el tiempo libre (OR = 2,0; IC: 1,2-4,3) y el consumo asociado de alcohol (OR = 2,0; IC: 1,0-3,9). En cuanto a la intención, de los 631 precontempladores en la primera encuesta un 16,4% de los chicos y un 24,1% de las chicas eran contempladores en el seguimiento al año. Los factores predictores del cambio de la intención de fumar fueron entre los chicos la permisibilidad de poder fumar en la escuela (OR = 2,3; IC: 1,2-4,3) y las actitudes ante las ventajas percibidas de fumar (OR = 1,1; IC: 1,0-1,2). Entre las chicas, las variables con carácter predictivo fueron poder comprar cigarrillos cerca de la escuela (OR = 2,5; IC:1,1-5,0) y las actitudes ante los inconvenientes de fumar (OR = 1,1; IC: 1,1-1,1).
Conclusiones: Entre los principales factores predictores de la conducta fumadora destaca la intención de fumar en el futuro, el entorno familiar y el tipo de escuela, y las variables relacionadas con el uso del tiempo libre, y el consumo de alcohol. La accesibilidad y permisibilidad respecto al tabaco muestran su influencia en el viraje de la intención de conducta. El carácter longitudinal del estudio en años sucesivos permitirá profundizar más en el carácter predictivo de estas y otras posibles asociaciones.
131 FACTORES ASOCIADOS A SOBREDOSIS NO MORTALES DE HEROÍNA: EVALUACIÓN DEL EFECTO DE LA FRECUENCIA Y DE LA RUTA DE ADMINISTRACIÓN DE LA HEROÍNA
M.T. Brugal, G. Barrio, L. de la Fuente y E. Regidor
Institut Municipal de la Salut Pública (IMSP), Ayuntamiento de Barcelona; Departamento de Medicina Preventiva y Salud Pública (CUSP), Madrid; Plan Nacional del Sida. Centro Nacional de Epidemiología. Instituto Carlos III, Madrid.
Objetivos: Estudiar los factores asociados a sufrir sobredosis no mortales de heroína, valorando el efecto de la frecuencia y la ruta de administración de la misma.
Métodos: Encuesta realizada a 2.556 usuarios de heroína tratados en España en los centros de tratamiento para toxicomanías durante el año 1996. La muestra se realizó con un muestreo bietápico, estratificando primero por comunidad autónoma y posteriormente en cada centro los pacientes fueron seleccionados según muestreo aleatorio. La definición de caso "sobredosis no mortal por heroína" fue cualquier estado que cumpliera: haber sido identificado por el usuario como una sobredosis, haber motivado asistencia médica y haber existido consumo de heroína las 24 h previas. Las preguntas referidas a variables socio-demográficas y hábitos de consumo se referían a los 12 meses anteriores al inicio de tratamiento y el estado serológico al VIH se consignó según resultado analítico. El análisis se realizó emulando un caso-control en donde se compararon los pacientes con historia de sobredosis con aquellos que no la habían padecido. Como medida del efecto se calculó la OR de prevalencia cruda y ajustada mediante una regresión logística. Así mismo se realizó un análisis case-crossover con los 168 usuarios que habían sufrido sobredosis.
Resultados: Se reclutaron un total de 2.556 consumidores de heroína, de los cuales el 81,5% eran varones, tenían entre 25 y 34 años (58,8%), estaban solteros (69,7%) y tenían 8 años de estudios aprobados o menos (81%). Su fuente principal de ingresos era el trabajo o la ayuda familiar o social (57%), aunque hay que destacar un 28% que se dedicaba a actividades ilegales. Una proporción importante (41%) había estado alguna vez en prisión y al menos un 19.4% eran VIH positivos. El 81% consumía heroína diariamente, sobre todo heroína base o marrón (77,6%), preferentemente por vía pulmonar (48%) o parenteral (35%). En los 12 meses previos a la entrevista el 10% de los usuarios había experimentado una sobredosis. En el estudio de casos y controles las variables asociadas a padecer una sobredosis en el análisis multivariado fueron: la zona de residencia Baleares OR 3,8; CI 95%: 2,0-7,3; Noreste de España OR 2,2; CI:1,3-3,6- consumo esporádico de heroína (OR 2,6; CI:1,4-4,8); frecuencia diaria consumo inyectado (OR 4,1; CI:2,6-6,3); menos de 5 años de consumo (OR 1,3; CI:1,1-1,6); consumo concomitante de benzodiacepinas, alcohol y cocaína (OR 3,5;CI:1,8-6,7) y ser HIV+ de larga evolución (OR 3,6;CI:1.4-9.3). En el análisis case-crossover, el RR estimado para los inyectores de heroína versus los no inyectores fue de 15,9 CI: 9,5-26,6, siendo mayor para los consumidores esporádicos que para los consumidores diarios.
Conclusiones: Estos resultados sugieren que la rápida entrada de heroína en la sangre (que es lo que sucede cuando se inyecta) implica un incremento en el riesgo de padecer una sobredosis, especialmente cuando el nivel de tolerancia es bajo (fenómeno que padecen los consumidores esporádicos).
132 FACTORES ASOCIADOS AL CONSUMO DE ALCOHOL EN LA COHORTE EPIC-ESPAÑA
R. Arnaud, C. Martínez y Grupo EPIC-España
Escuela Andaluza de Salud Pública, Granada; Consejería de Salud y Servicios Sanitarios, Asturias; Subdirección de Salud Pública de Guipúzcoa; Consejería de Sanidad y Consumo, Murcia; Departamento de Salud de Navarra; Institut Català d'Oncologia, Barcelona.
Antecedentes y objetivos: El consumo excesivo de alcohol se ha asociado con múltiples enfermedades, y entre ellas, el cáncer, las neurológicas, las del aparato digestivo o los trastornos mentales. No sólo es un problema sanitario sino también social. El objetivo del estudio fue describir el consumo de alcohol en 41.446 sujetos de cinco áreas del norte y sur de España y conocer su asociación con factores sociodemográficos, obesidad y hábitos de vida.
Métodos: Los sujetos proceden de la cohorte del estudio EPIC de España (European Prospective Investigation into Cancer and Nutrition) que trata de establecer la asociación entre la dieta y otros factores, con el cáncer y otras enfermedades crónicas. La cohorte está compuesta por 41.446 sujetos de ambos sexos, con edad comprendida entre 35 y 69 años, residentes en Asturias, Granada, Guipúzcoa, Murcia y Navarra. Entre 1993-97 se realizó una entrevista sobre dieta habitual, aspectos sociodemográficos, médicos, quirúrgicos y hábitos de vida, entre los que se incluía el consumo de alcohol durante el último año anterior a la entrevista. También se realizaron determinaciones antropométricas. Para el análisis se aplicaron modelos de regresión logística. El consumo de etanol (ml/semana) se clasificó según las categorías de la ENS de 1997: a) no consume, b) ligero (1-175), c) moderado (176-525), d) alto (526-700) y e) excesivo (>700). Otras variables estudiadas fueron: edad, sexo, nivel educativo, nivel social de origen (según la ocupación del padre, de acuerdo a la Clasificación Internacional de Ocupaciones y categorías de la SEE), residencia, actividad física, consumo de tabaco, índice de masa corporal (IMC), densidad de nutrientes (cantidad/1000 kcalorías). Se describe el valor de la Odds Ratio (OR) e IC (95%).
Resultados: Entre los hombres, un 11,9% no consumía alcohol, 40,2% tenía un consumo ligero, 37,6% moderado, 6,1% alto y 4,3% excesivo; mientras que entre las mujeres estas cifras eran del 43,2%, 52,0%, 4,7%, 0,1% y 0%. El consumo de >175 ml/sem de etanol se asoció con: sexo masculino (OR=20,4 (8,9-22,0)); 45-54 años de edad (OR=1,1 (1,1-1,2)); sin estudios (OR=1,4 (1,2-1,5)) y estudios básicos (OR=1,3 (1,2-1,4)); nivel social III y IV (OR=0,87 (0,8-0,9)); y residencia en Asturias (OR=2,7 (2,4-3,1)), Murcia (OR=2,1 (1,9-2,4)), Navarra (OR=3,2 (2,9-3,6)), Guipúzcoa (OR=4,0 (3,6-4,5)). Ajustando por las variables sociodemográficas anteriores, otros factores asociados fueron: ser exfumador (OR = 1,5 (1,4-1,6)) o fumador actual (OR = 1,9 (1,7-2,0)); consumir una media de 1-10 cigarrillos/día (OR = 1,5 (1,3-1,6)), 11-20 (OR = 1,4 (1,2-1,5) o 21 y más (OR = 1,6 (1,5-1,8); realizar actividad de tipo manual pesado en el trabajo (OR = 1,4 (1,1-1,7)); IMC 30-34 (OR = 1,2 (1,1-1,4). Considerando únicamente la energía aportada por los alimentos de la dieta (sin incluir el alcohol), se encontró asociación con: mayor densidad de proteínas > 52 g/1000 kcal (OR = 1,7 (1,5-1,9)), mayor densidad de lípidos > 47 g/1000 kcal (OR = 2,3 (2,0-2,5)), mayor densidad de vitamina C >100 mg/1000 kcal (OR = 0,4 (0,3-0,4) y mayor densidad de retinol > 136,1 Eq/1000 kcal (OR = 0,8 (0,7-0,8)), entre otros nutrientes.
Conclusiones: Existen diferencias en el consumo de alcohol entre ambos sexos, siendo el porcentaje de no bebedores de un 11,9% en los hombres y de un 43,2% en las mujeres.
El consumo medio de etanol > 175 ml/semana se asoció tanto con variables sociodemográficas, como con obesidad, consumo de tabaco, actividad física y densidad de nutrientes específicos.
Proyecto financiado por el Programa Europa Contra el Cáncer de la UE, FIS (99/0024) y por las CCAA participantes.
133 LA RELACIÓN DE LA SALUD SUBJETIVA DE LOS VARONES EXFUMADORES CON EL TIEMPO DESDE LA CESACIÓN TABÁQUICA, LA CANTIDAD Y DURACIÓN DEL CONSUMO DE TABACO
L. Díez-Gañán, P. Guallar-Castillón, J.R. Banegas Banegas, P. Lafuente Urdinguio, E. Esteve Fernández, J. González Enríquez y F. Rodríguez Artalejo
Departamento de Medicina Preventiva y Salud Pública. Universidad Autónoma de Madrid; Centro Universitario de Salud Pública, Universidad Autónoma de Madrid y Consejería de Sanidad de la Comunidad de Madrid; Departamento de Medicina Preventiva y Salud Pública, Universidad del País Vasco; Servicio de Prevención y Control del Cáncer. Instituto Catalán de Oncología; Agencia de Evaluación de Tecnologías Sanitarias, Instituto de Salud Carlos III, Ministerio de Sanidad y Consumo.
Reconocimiento de financiación: Lucía Díez Gañán ha disfrutado de una beca BEFI del Fondo de Investigación Sanitaria durante la realización de este trabajo.
Objetivo: Examinar la relación de la salud subjetiva de los varones exfumadores con el tiempo desde la cesación tabáquica, la cantidad y duración del consumo de tabaco.
Métodos: Los datos proceden de tres Encuestas Nacionales de Salud (ENS), realizadas en 1993 (n = 8.494), 1995 (n = 2.556) y 1997 (n = 2.624), sobre muestras representativas de la población no institucionalizada de 16 y más años de edad. La información se obtuvo por entrevista en los hogares. Para aumentar la potencia estadística se han combinado los datos de las tres ENS. Los análisis se realizaron mediante regresión logística, ajustando por edad, nivel de estudios, estado civil, situación laboral, tamaño del municipio, presencia de enfermedad crónica, motivo para dejar de fumar y hábitos de vida (consumo de alcohol, actividad física en tiempo libre y durante el trabajo). Así mismo, los análisis se han estratificado según la carga de tabaquismo (paquetes-año) de los exfumadores.
Resultados: En los exfumadores expuestos a menor carga de tabaquismo (¾ 13 paquetes-año), la frecuencia de salud subóptima (regular, mala o muy mala) durante el primer año de cesación es menor que la de los fumadores actuales (OR:0,59; IC95%:0,38-0,91); posteriormente hay pequeños cambios en la frecuencia de salud subóptima, pero se mantiene en un valor similar a la de los nunca fumadores hasta después de 11 o más años desde la cesación. En los exfumadores con mayor carga de tabaquismo (>13 paquetes-año), la frecuencia de salud subóptima durante el primer año de cesación es mayor que la de los fumadores actuales (OR:1,28; IC95%:1,00-1,63). En los años siguientes su valor desciende progresivamente acercándose a la frecuencia de salud subóptima de los nunca fumadores después de 11 o más años de la cesación. En los exfumadores, la frecuencia de salud subóptima aumenta con la duración del hábito de fumar (p tendencia lineal = 0,045), es mayor en los que lo abandonaron por consejo médico o por sentir molestias por el tabaco, y no varía con el número de cigarrillos fumados.
Conclusiones: En los varones exfumadores la frecuencia de salud subóptima disminuye con el tiempo desde la cesación tabáquica hasta hacerse similar a la de los nunca fumadores, pero es mayor en los exfumadores en los que la duración del consumo de tabaco fue mayor.
