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El informe de la OMS de 2021 estima en 1300 millones el número de fumadores en el mundo<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0185"><span class="elsevierStyleSup">2</span></a>, en comparación con los 1320 millones de 2015<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0190"><span class="elsevierStyleSup">3</span></a>. De todas las regiones de la OMS, la disminución más pronunciada en la prevalencia se observa en la Región de las Américas, donde ha pasado de un 21% en 2010 a un 16% en 2020<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0195"><span class="elsevierStyleSup">4</span></a>. Las primeras estimaciones de prevalencia de consumo de tabaco en Brasil datan de 1985, pero estas no son periódicas hasta 2013, cuando se empieza a realizar quinquenalmente la <span class="elsevierStyleItalic">Pesquisa Nacional de Saúde</span> (PNS). Los datos de la PNS de 2019 muestran una prevalencia de fumadores del 12,8%<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0200"><span class="elsevierStyleSup">5</span></a>.</p><p id="par0010" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La mortalidad atribuida (MA) es otro indicador que permite monitorizar la evolución de la epidemia tabáquica en la población y que está íntimamente relacionado con el consumo de tabaco. Esto se debe a que el tabaco es una sustancia cuyas consecuencias en la salud se producen tras varias décadas desde que se inicia su consumo activo. Así, cuando la prevalencia de consumo llega en una población a un punto máximo, este no se ve reflejado en la MA hasta pasadas varias décadas. En Brasil, diferentes estudios han estimado la MA al consumo de tabaco<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bib0205"><span class="elsevierStyleSup">6–8</span></a>. Los últimos datos, en 2016, estiman en aproximadamente 450 el número de defunciones diarias asociadas al consumo de tabaco<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0210"><span class="elsevierStyleSup">7</span></a>.</p><p id="par0015" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Otro indicador que permite valorar el impacto del consumo de tabaco son los años de esperanza de vida perdidos (AEVP), que representan la diferencia entre el máximo de años posible que se puede vivir entre dos edades y los que efectivamente se viven. Los AEVP se calculan a partir de datos de mortalidad, en este caso de datos de MA al consumo de tabaco, por lo que también dependen indirectamente de la prevalencia del consumo de tabaco. Los AEVP tienen en cuenta las edades a las que se producen las muertes. Así, si en un periodo ocurren el mismo número de defunciones a causa del tabaco en hombres y mujeres, pero las mujeres son más jóvenes, esto se traducirá en mayores cifras de AEVP en las mujeres<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0220"><span class="elsevierStyleSup">9</span></a>.</p><p id="par0020" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El objetivo de este estudio fue analizar la carga de MA al consumo de tabaco en la mortalidad y en los AEVP en población ≥35 años en Brasil, en el periodo 1996-2019, e identificar cambios de tendencia en la MA al consumo de tabaco.</p></span><span id="sec0010" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0070">Método</span><span id="sec0015" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0075">Procedimiento de cálculo</span><p id="par0030" class="elsevierStylePara elsevierViewall">1) Mortalidad atribuida al consumo de tabaco en Brasil</p><p id="par0035" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Para estimar la MA en el periodo 1996-2019 se aplicó un método independiente de prevalencia de consumo de tabaco<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0230"><span class="elsevierStyleSup">10</span></a>, siendo el cáncer de pulmón un indicador indirecto del riesgo acumulado asociado al consumo de tabaco<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0330"><span class="elsevierStyleSup">11</span></a>. La MA por cáncer de pulmón se estima como:<elsevierMultimedia ident="eq0005"></elsevierMultimedia></p><p id="par0040" class="elsevierStylePara elsevierViewall">donde MO<span class="elsevierStyleInf">CP</span> es la mortalidad observada por cáncer de pulmón, CL<span class="elsevierStyleInf">C</span> es la tasa de mortalidad por cáncer de pulmón en global y NL<span class="elsevierStyleInf">C</span> en nunca fumadores<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0330"><span class="elsevierStyleSup">11</span></a>.</p><p id="par0045" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La MA por el resto de causas de muerte se estima a partir de la tasa de mortalidad por cáncer de pulmón en global (C<span class="elsevierStyleInf">LC</span>) y en nunca fumadores (N<span class="elsevierStyleInf">LC</span>) en la población a estudio, y en fumadores (S*<span class="elsevierStyleInf">LC</span>) y en nunca fumadores (N*<span class="elsevierStyleInf">LC</span>) de una población de referencia<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0330"><span class="elsevierStyleSup">11</span></a>. A partir de estos datos se estima la <span class="elsevierStyleItalic">smoking impact ratio</span> (SIR):<elsevierMultimedia ident="eq0010"></elsevierMultimedia></p><p id="par0050" class="elsevierStylePara elsevierViewall">A continuación, se calcula la fracción atribuida poblacional (FAP) como:<elsevierMultimedia ident="eq0015"></elsevierMultimedia></p><p id="par0055" class="elsevierStylePara elsevierViewall">donde RR denota el riesgo que tienen los fumadores de morir por aquellas enfermedades relacionadas con el consumo de tabaco, tomando como referencia los nunca fumadores. La MA al consumo de tabaco se estima como el producto de la mortalidad observada por la FAP.</p><p id="par0060" class="elsevierStylePara elsevierViewall">2) Años de esperanza de vida perdidos</p><p id="par0065" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Se calcularon los AEVP a partir de la MA para cada grupo de edad según el método propuesto por Arriaga<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0220"><span class="elsevierStyleSup">9</span></a>. Los AEVP miden la contribución que tiene cada causa de muerte en términos de mortalidad sobre el promedio de años que vive la población entre dos edades <span class="elsevierStyleItalic">a</span> y <span class="elsevierStyleItalic">b.</span> Así, para cada grupo de edad <span class="elsevierStyleItalic">(x, x + n),</span> el número de AEVP se calcula como el producto de la proporción de personas que mueren entre <span class="elsevierStyleItalic">x</span> y <span class="elsevierStyleItalic">x + n</span> por la diferencia entre el número de años que podrían haber vivido desde <span class="elsevierStyleItalic">x</span> si no murieran antes de cumplir <span class="elsevierStyleItalic">b</span> años <span class="elsevierStyleItalic">(b − x)</span> y el número de años realmente vividos entre <span class="elsevierStyleItalic">x</span> y <span class="elsevierStyleItalic">x + n,</span> que se obtiene a partir de las funciones de la tabla de mortalidad<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0335"><span class="elsevierStyleSup">12</span></a>.</p><p id="par0265" class="elsevierStylePara elsevierViewall">3) Fuentes de datos</p><p id="par0070" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La mortalidad observada por las causas de muerte asociadas al consumo de tabaco según el último informe del <span class="elsevierStyleItalic">Surgeon General</span><a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0180"><span class="elsevierStyleSup">1</span></a> en población ≥35 años procede del Sistema de Información de Mortalidad del Sistema Único de Salud de Brasil (SIM-SUS)<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0340"><span class="elsevierStyleSup">13</span></a>. Se dispone de información sobre la causa básica de muerte, utilizando la novena edición de la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-9) hasta 1998 y la décima revisión (CIE-10) desde 1999<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0345"><span class="elsevierStyleSup">14</span></a> (véase <a class="elsevierStyleCrossRef" href="#sec0095">Tabla I del Apéndice <span class="elsevierStyleItalic">online</span></a>).</p><p id="par0075" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La tasa de mortalidad por cáncer de pulmón diferenciada en fumadores y nunca fumadores se obtuvo del seguimiento de las cohortes del <span class="elsevierStyleItalic">Cancer Prevention Study</span> fases I y II<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0350"><span class="elsevierStyleSup">15</span></a>.</p><p id="par0080" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Los riesgos relativos (RR) proceden del seguimiento de cinco cohortes estadounidenses que incluían 956.756 participantes<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0180"><span class="elsevierStyleSup">1</span></a>.</p><p id="par0085" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Para los cálculos de la tasa bruta de mortalidad por cáncer de pulmón y los AEVP, las poblaciones se obtuvieron del censo decenal realizado en los años 2000 y 2010, y para los demás años se utilizaron las estimaciones anuales del Instituto Brasileño de Geografía y Estadística<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0355"><span class="elsevierStyleSup">16</span></a>.</p><p id="par0270" class="elsevierStylePara elsevierViewall">4) Análisis</p><p id="par0090" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Se calcularon tasas de MA brutas, específicas por edad y estandarizadas por 100.000 habitantes. Las tasas se estandarizaron por el método directo y se empleó como población de referencia la población mundial estándar de la OMS para 2000-2025<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0360"><span class="elsevierStyleSup">17</span></a>.</p><p id="par0095" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Los resultados que se presentan son las estimaciones de MA en global, por sexo y por tres grandes grupos de causas de muerte: cánceres, enfermedades cardiometabólicas y enfermedades respiratorias. Además, se muestra una comparación de la MA al consumo de tabaco entre 1996 y 2019 en global, por sexo y por grupo de edad (35-64 años y ≥ 65 años). Los cálculos se hicieron con el programa Stata 14v2.</p><p id="par0100" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Se analizó la tendencia de las tasas anuales estandarizadas de MA por todas las causas para cada sexo y grupo de edad mediante un modelo de regresión <span class="elsevierStyleItalic">joinpoint</span>. Se fijaron <span class="elsevierStyleItalic">a priori</span> un máximo de tres puntos de corte <span class="elsevierStyleItalic">(joinpoints)</span> y un nivel de significación del 5%. En cada periodo identificado por el modelo se estimó el porcentaje de cambio anual (PCA) con sus intervalos de confianza del 95%. Los cálculos se hicieron con Joinpoint Regression Program 4.8<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0365"><span class="elsevierStyleSup">18</span></a>.</p><p id="par0105" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Los AEVP atribuidos al consumo de tabaco entre los 35 y 65 años se calcularon en ocho trienios: 1996-1998, 1999-2001, 2002-2004, 2005-2007, 2008-2010, 2011-2013, 2014-2016 y 2017-2019. Las tablas de vida fueron construidas para hombres, mujeres y ambos sexos. Se utilizó el modelo de tabla de vida abreviada, en el que se utilizaron intervalos de 5 años y se adoptó como agrupamiento final ≥80 años. Los cálculos se hicieron con Epidat 4.2<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0370"><span class="elsevierStyleSup">19</span></a>.</p></span></span><span id="sec0030" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0080">Resultados</span><p id="par0110" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El consumo de tabaco causó 2.389.831 muertes en población ≥35 años en Brasil en 1996-2019, lo que supuso el 8,5% de la mortalidad total del país. El 58,7% de las muertes fueron en varones. La MA varió entre 63.922 muertes en 1996 y 134.868 en 2019, lo que supone un aumento del 111,0% en la MA (véase la <a class="elsevierStyleCrossRef" href="#sec0095">Fig. I del Apéndice <span class="elsevierStyleItalic">online</span></a>). Destaca el aumento de la MA en mujeres y en la población ≥65 años.</p><p id="par0115" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Se estima en 1.021.334 fallecimientos la MA a enfermedades cardiometabólicas, lo que supone el 42,7% de la MA total (véase la <a class="elsevierStyleCrossRef" href="#sec0095">Tabla II del Apéndice <span class="elsevierStyleItalic">online</span></a>). La enfermedad pulmonar obstructiva crónica (EPOC) es la causa específica a la que se atribuye una mayor mortalidad, 632.803 muertes en ambos sexos, lo que supone el 26,5% de la MA total. El 60,3% de las muertes por EPOC ocurrieron en varones. En los varones, el impacto del consumo de tabaco se observa en especial en la mortalidad por cáncer: 334.337 muertes en el periodo, el 62,9% de ellas por cáncer de pulmón (<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#tbl0005">tabla 1</a>).</p><elsevierMultimedia ident="tbl0005"></elsevierMultimedia><p id="par0120" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Al analizar las tasas brutas de MA por todas las causas se observan, al inicio del periodo, diferencias en función del sexo con razones hombre/mujer superiores a 2 hasta 2003, que pasaron a 1,1 al final de periodo (<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#fig0005">fig. 1</a>).</p><elsevierMultimedia ident="fig0005"></elsevierMultimedia><p id="par0125" class="elsevierStylePara elsevierViewall">En los hombres, la tasa bruta de MA por enfermedades cardiometabólicas descendió, alcanzando su valor más bajo en 2019 (53/100.000 habitantes). Las enfermedades cardiometabólicas fueron la principal causa de muerte hasta 2013, año en que fueron superadas por las enfermedades respiratorias (<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#fig0010">fig. 2</a>). En las mujeres, las enfermedades cardiometabólicas presentan las tasas de MA más altas a lo largo de todo el periodo, incrementándose hasta 2016 y en descenso desde entonces (<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#fig0015">fig. 3</a>).</p><elsevierMultimedia ident="fig0010"></elsevierMultimedia><elsevierMultimedia ident="fig0015"></elsevierMultimedia><p id="par0130" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La tendencia de la MA estandarizada por edad en Brasil varía en función del sexo y del grupo de edad. En los hombres, con independencia del grupo de edad, la tendencia desde 2006 es decreciente. Así, en los de 35-64 años se observan dos periodos con tendencia decreciente, el primero hasta 2006, con un PCA de −2,0, y el segundo hasta 2019, con una velocidad de descenso dos veces mayor (PCA: −4,7). En las mujeres de 35-64 años se identifican dos periodos de distinta evolución: el primero creciente hasta 2006, con un PCA de 4,0, y el segundo decreciente hasta 2019, con un PCA no significativo. En las mujeres ≥65 años se observa una tendencia creciente significativa desde 1996 hasta 2019 (véase la <a class="elsevierStyleCrossRef" href="#sec0095">Fig. II del Apéndice <span class="elsevierStyleItalic">online</span></a>). Los PCA acompañados de sus intervalos de confianza del 95% se presentan en la <a class="elsevierStyleCrossRef" href="#sec0095">Tabla III del Apéndice <span class="elsevierStyleItalic">online</span></a>.</p><p id="par0135" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El promedio de años vividos por los hombres brasileños de 35-65 años fue de 26,9 en el trienio 1996-1998 y de 27,8 en el trienio 2017-2019; en las mujeres, estos valores fueron 28,5 y 28,8, respectivamente. Así, el número de AEVP para 35-65 años fue de 1,16 y 0,8 en los hombres, y 0,7 y 0,5 en las mujeres (<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#tbl0010">tabla 2</a>). Al comparar los AEVP en hombres, y mujeres, observamos que son más en los hombres en todos los trienios, si bien en los últimos años las diferencias disminuyen.</p><elsevierMultimedia ident="tbl0010"></elsevierMultimedia><p id="par0140" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Más del 60% de los AEVP asociados al consumo de tabaco en hombres y mujeres durante 1996-1998 se debieron a defunciones ocurridas a los 45-49 años, y alrededor del 26% en <45 años. Estos porcentajes durante 2017-2019 se mantuvieron estables para el grupo de 45-49 años, mientras que en los más jóvenes (<45 años) se redujeron al 25,8% en las mujeres y al 22,9% en los hombres (<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#fig0020">fig. 4</a>).</p><elsevierMultimedia ident="fig0020"></elsevierMultimedia></span><span id="sec0035" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0085">Discusión</span><p id="par0145" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El consumo de tabaco provocó 2.389.831 muertes en Brasil en la población ≥35 años en el periodo 1996-2019, lo que supone aproximadamente 99.576 muertes al año y el 8,5% de la mortalidad total de Brasil. Se estiman en más de un millón las muertes por enfermedades cardiometabólicas atribuidas al consumo de tabaco, lo que supuso el 42% de la MA total en ambos sexos. Las causas de muerte específicas con cifras de MA más altas fueron la EPOC y el cáncer de pulmón, que en conjunto producen cuatro de cada 10 muertes atribuidas al consumo de tabaco. Al comparar los AEVP del primer y del último trienios se observa que el impacto del consumo de tabaco en los AEVP tiene una ligera tendencia a la disminución en ambos sexos.</p><p id="par0150" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Según López et al.<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0280"><span class="elsevierStyleSup">20</span></a>, la disminución de la mortalidad asociada al tabaquismo comienza aproximadamente dos décadas después de la disminución de la prevalencia. En los últimos 25 años, el número de fumadores diarios en Brasil se ha reducido del 29% al 12% en hombres y del 19% al 8% en mujeres<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0375"><span class="elsevierStyleSup">21</span></a>. Esta diminución parece reflejarse en el descenso de las tasas brutas de MA en los hombres. Sin embargo, en las mujeres todavía no se ha observado un descenso. Así, a la vista de la evolución de la prevalencia y de la MA, los hombres brasileños podrían situarse en la fase 4 del modelo de evolución de la epidemia tabáquica y las mujeres en la fase 3<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0380"><span class="elsevierStyleSup">22</span></a>.</p><p id="par0155" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La evolución de las tasas de MA estandarizadas por edad en las mujeres brasileñas muestra una tendencia creciente, especialmente en las >64 años. Este aumento puede estar relacionado con la exposición a otros factores de riesgo de cáncer de pulmón, como el humo ambiental de tabaco y, especialmente, el humo de biomasa<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0385"><span class="elsevierStyleSup">23</span></a>.</p><p id="par0160" class="elsevierStylePara elsevierViewall">En Brasil, la carga de MA sobre la MA total en <65 años supuso el 25,3% en 2019, aproximándose a la carga de MA estimada en los países europeos. Por ejemplo, en el caso de España, en 2017, se estimó en un 24%<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0390"><span class="elsevierStyleSup">24</span></a>.</p><p id="par0165" class="elsevierStylePara elsevierViewall">A pesar de la reducción de las tasas brutas de MA por todas las causas en varones, el número de muertes aumentó en 21.649 defunciones en el periodo estudiado. Esto se explica por la combinación de crecimiento poblacional y envejecimiento poblacional. Así, en el periodo considerado la población aumentó en un 34% y la esperanza de vida pasó de 68,9 años en 1996 a 76,8 años en 2019<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0355"><span class="elsevierStyleSup">16</span></a>. Estos cambios demográficos dificultan valorar el impacto en la mortalidad del descenso en la prevalencia de consumo de tabaco, ya que el envejecimiento de la población puede explicar el incremento global de la MA<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0210"><span class="elsevierStyleSup">7</span></a>.</p><p id="par0170" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Destacan los cambios bruscos en los indicadores analizados en 1999-2000 y 2006-2007. Se debe tener en cuenta que en 1999 se produjo un cambio en la CIE, pasando de la CIE-9 a la CIE-10, y aunque se ha aplicado un factor de comparabilidad, puede haber diferencias en la codificación de la mortalidad. La razón del cambio observado entre 2006 y 2007 no está tan clara, si bien puede asociarse a que en 2006 el Ministerio de Salud inició la estructuración de la Red Nacional de Servicios de Verificación de Defunciones, con el objetivo de esclarecer las muertes por causas subyacentes mal definidas<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0395"><span class="elsevierStyleSup">25</span></a>.</p><p id="par0175" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Dos estudios previos<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bib0205"><span class="elsevierStyleSup">6,26</span></a> estimaron la MA al consumo de tabaco en el periodo 1990-2015 y 1990-2017, siendo en ambos la EPOC la principal causa de muerte por consumo de tabaco. En uno de ellos<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0400"><span class="elsevierStyleSup">26</span></a>, las tasas estandarizadas para la EPOC disminuyeron en ambos sexos, mientras que en nuestro estudio este descenso solo se observó en los hombres. Otro estudio también identificó la EPOC como principal causa de muerte, atribuyéndosele en 2016 un total de 33.490 muertes<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0210"><span class="elsevierStyleSup">7</span></a>, estimación similar a la de nuestro estudio para ese año (33.142 muertes).</p><p id="par0180" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La tasa bruta de MA al consumo de tabaco por enfermedades cardiovasculares disminuye en los hombres. Este descenso también fue objetivado, aunque de forma más marcada, en otro estudio en el periodo 1990-2017<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0205"><span class="elsevierStyleSup">6</span></a>. En relación con el cáncer, la carga de MA es inferior a la que se observa en países europeos o en Norteamérica, donde son el grupo de causas con mayor carga de MA<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0215"><span class="elsevierStyleSup">8</span></a>. La diferente estructura por edad podría explicar estas diferencias, ya que Brasil, en comparación con los Estados Unidos, Canadá o Europa, tiene una población menos envejecida<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0210"><span class="elsevierStyleSup">7</span></a>.</p><p id="par0185" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El análisis de los AEVP indica que la MA en Brasil tuvo más impacto en la esperanza de vida de los hombres en el trienio 1996-1998 (1,2 AEVP) y en las mujeres en el trienio 1999-2011 (0,7 AEVP). Frente a los años potenciales de vida perdidos, el indicador AEVP tiene la ventaja de que está basado en tablas de vida y, por lo tanto, los resultados están estandarizados por edad, lo que facilita la comparación entre poblaciones con diferente composición etaria. Un estudio realizado en la población brasileña en 2015<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0405"><span class="elsevierStyleSup">27</span></a> estimó los AEVP para el año 2013 en 0,65 para los hombres y 0,28 para las mujeres, siendo estos datos similares a los nuestros.</p><p id="par0190" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Este trabajo presenta limitaciones, entre ellas las ligadas al proceso de cálculo y a las fuentes de datos<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0410"><span class="elsevierStyleSup">28</span></a>. La más importante, debido a la ausencia de datos, es el uso de las tasas de mortalidad por cáncer de pulmón en nunca fumadores derivadas de población estadounidense. Otra limitación se asocia al método de estimación, que infraestima la carga de mortalidad en mujeres en comparación con un método dependiente de prevalencia<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bib0325"><span class="elsevierStyleSup">29,30</span></a>. Sin embargo, el impacto en las estimaciones globales es bajo, ya que la carga de MA en las mujeres es muy inferior a la de los hombres, en los que la estimación es similar. En relación con la mortalidad observada, deben tenerse en cuenta la calidad y la cobertura del registro. La calidad del registro de mortalidad de Brasil ha mejorado en los últimos años<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bib0210"><span class="elsevierStyleSup">7,31</span></a>, y se estima que el porcentaje de muertes en la población ≥35 años clasificadas como «Síntomas, signos y hallazgos anormales clínicos y de laboratorio, no clasificados en otra parte» ha pasado del 16,4% en 1996 al 5,6% en 2017<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0210"><span class="elsevierStyleSup">7</span></a>.</p><p id="par0195" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Las políticas de control del tabaquismo en Brasil avanzaron significativamente en los últimos 25 años, con resultados positivos que se reflejan en la reducción de su prevalencia<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0425"><span class="elsevierStyleSup">32</span></a>. Brasil ha desarrollado diferentes acciones a través del Programa Nacional para el Control del Tabaco implantado en 1989 por el Ministerio de Salud<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0430"><span class="elsevierStyleSup">33</span></a>, y ha asumido un papel de liderazgo en el control del tabaco en el ámbito internacional<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0195"><span class="elsevierStyleSup">4</span></a>.</p><p id="par0200" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El 8,5% de la mortalidad total en Brasil en 1996-2019 se atribuye al consumo de tabaco, lo que supone aproximadamente 99.600 muertes al año, y 6 de cada 10 ocurren en varones. La mayor carga de MA al consumo de tabaco se asocia a enfermedades cardiometabólicas, si bien la causa específica que más impacto tiene es la EPOC. Entre los hombres, la carga de MA al consumo de tabaco disminuye a lo largo del periodo estudiado, mientras que en las mujeres <65 años no empezó a disminuir hasta 2019 y en las ≥65 años sigue aumentando. Los AEVP muestran un descenso paulatino. A la vista de los resultados de este estudio se podría afirmar que la epidemia de tabaquismo en Brasil, en términos de MA, muestra una evolución favorable. No obstante, la monitorización de las prevalencias de consumo y de la MA al consumo de tabaco debería ser periódica para poder identificar de inmediato cambios en las tendencias y para fortalecer las políticas de control del tabaquismo.</p></span><span id="sec0040" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0090">Disponibilidad de bases de datos y material para réplica</span><p id="par0205" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Los datos utilizados y analizados en el presente estudio están disponibles solicitándolos a la autora de correspondencia.<elsevierMultimedia ident="tb0005"></elsevierMultimedia></p></span><span id="sec0060" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0110">Editor responsable del artículo</span><p id="par0225" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Juan Alguacil.</p></span><span id="sec0065" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0115">Declaración de transparencia</span><p id="par0230" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La autora principal (garante responsable del manuscrito) afirma que este manuscrito es un reporte honesto, preciso y transparente del estudio que se remite a <span class="elsevierStyleSmallCaps">Gaceta Sanitaria,</span> que no se han omitido aspectos importantes del estudio, y que las discrepancias del estudio según lo previsto (y, si son relevantes, registradas) se han explicado.</p></span><span id="sec0070" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0120">Contribuciones de autoría</span><p id="par0235" class="elsevierStylePara elsevierViewall">B. Wanderley-Flores: búsqueda bibliográfica, extracción de datos, análisis de resultados de mortalidad atribuida y años de esperanza de vida perdidos, y escritura del borrador original. M. Pérez-Ríos: idea del estudio, diseño del estudio, análisis de resultados de mortalidad atribuida y años de esperanza de vida perdidos, revisión crítica y edición del manuscrito, y supervisión del estudio. A. Montes: diseño del estudio y depuración de base de datos, revisión crítica y edición del manuscrito. M.I. Santiago-Pérez: diseño del estudio, análisis de resultados de años de esperanza de vida perdidos, revisión crítica y edición del manuscrito. L. Varela-Lema: búsqueda bibliográfica, extracción de datos, revisión crítica y edición del manuscrito. C. Candal Pedreira: búsqueda bibliográfica, diseño del estudio, revisión crítica y edición del manuscrito. A. Ruano-Ravina: diseño del estudio y de la metodología, revisión crítica y edición del manuscrito. L. Martín-Gisbert: búsqueda bibliográfica, contextualización y análisis de resultados de años de esperanza de vida perdidos, revisión y edición del manuscrito. J. Rey-Brandariz: idea del estudio, diseño del estudio, preparación de las bases de datos, análisis de datos de mortalidad atribuida, revisión y edición del manuscrito, y supervisión del manuscrito. Todas las personas firmantes revisaron críticamente y aprobaron la versión final para su publicación.</p></span><span id="sec0075" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0125">Financiación</span><p id="par0240" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Este estudio ha sido financiado por el Instituto de Salud Carlos III (ISCIII) mediante el proyecto “PI19/00288” y cofinanciado por la Unión Europea.</p></span><span id="sec0080" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0130">Conflictos de intereses</span><p id="par0245" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Ninguno.</p></span></span>"
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"resumen" => "<span id="abst0005" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0010">Objetivo</span><p id="spar0005" class="elsevierStyleSimplePara elsevierViewall">Analizar la carga del consumo de tabaco en la mortalidad y en los años de esperanza de vida perdidos en población ≥35 años en Brasil en el periodo 1996-2019, e identificar cambios de tendencia en la mortalidad atribuida.</p></span> <span id="abst0010" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0015">Método</span><p id="spar0010" class="elsevierStyleSimplePara elsevierViewall">Para estimar la mortalidad atribuida se aplicó un método independiente de prevalencia que asume la tasa de mortalidad por cáncer de pulmón como indicador indirecto del riesgo acumulado asociado al consumo de tabaco. La mortalidad atribuida se estima a partir de la tasa de mortalidad por cáncer de pulmón y aplicando riesgos relativos de cinco cohortes estadounidenses. Se presentan la mortalidad atribuida, las tasas de mortalidad atribuida brutas y estandarizadas en global, por sexo, edad y causas de muerte. Se analizó la tendencia aplicando modelos de regresión <span class="elsevierStyleItalic">joinpoint.</span> Se calcularon los años de esperanza de vida perdidos a causa del tabaco.</p></span> <span id="abst0015" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0020">Resultados</span><p id="spar0015" class="elsevierStyleSimplePara elsevierViewall">Entre 1996 y 2019 el consumo de tabaco causó 2.389.831 muertes en Brasil. Las enfermedades cardiometabólicas fueron la primera causa de muerte en mujeres en todo el periodo y en hombres hasta 2015. Desde 2006, las tasas de mortalidad atribuida en los hombres, con independencia de la edad, muestran una tendencia decreciente, mientras que en las mujeres la evolución es diferente. Los años de esperanza de vida perdidos muestran un ligero descenso desde los primeros trienios y son más en los hombres.</p></span> <span id="abst0020" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0025">Conclusiones</span><p id="spar0020" class="elsevierStyleSimplePara elsevierViewall">El 8,5% de la mortalidad total en Brasil durante el periodo 1996-2019 se atribuye al consumo de tabaco. Es importante monitorizar la carga del consumo de tabaco en la mortalidad para fortalecer o implantar intervenciones frente al tabaquismo en Brasil.</p></span>"
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\t\t\t\t" scope="col" style="border-bottom: 2px solid black">Cáncer de tráquea, bronquios y pulmón</th><th class="td" title="\n
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\t\t\t\t " colspan="4" align="center" valign="\n
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\t\t\t\t" scope="col" style="border-bottom: 2px solid black">Otros cánceres<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#tblfn0005"><span class="elsevierStyleSup">a</span></a></th><th class="td" title="\n
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\t\t\t\t " colspan="4" align="center" valign="\n
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\t\t\t\t" scope="col" style="border-bottom: 2px solid black">Enfermedad isquémica del corazón</th><th class="td" title="\n
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\t\t\t\t" scope="col" style="border-bottom: 2px solid black">Enfermedad pulmonar obstructiva crónica</th><th class="td" title="\n
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\t\t\t\t" scope="col" style="border-bottom: 2px solid black">Población</th></tr><tr title="table-row"><th class="td" title="\n
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\t\t\t\t\t\t</th><th class="td" title="\n
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\t\t\t\t\t\t</th><th class="td" title="\n
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\t\t\t\t\t\t</th><th class="td" title="\n
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\t\t\t\t\t\t</th><th class="td" title="\n
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\t\t\t\t\t\t</th><th class="td" title="\n
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\t\t\t\t\t\t</th><th class="td" title="\n
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\t\t\t\t\t\t</th><th class="td" title="\n
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