Jueves, 18 de octubre
15:30 horas. Sala B
Moderadora:
Núria Malats Riera
180 INCIDENCIA DE CÁNCER EN EL ÁREA SANITARIA DE TOLEDO-CENTRO Y MANCHA. AÑOS 1994-95
I. Alonso Prieto, C. Verde López, C.G. Colmenero y N. López de la Cruz
Sección de Información Sanitaria y Vigilancia Epidemiológica. Delegación de Sanidad de Toledo.
Antecedentes: El Registro de Tumores del Área Sanitaria de Toledo Centro y Mancha (RCTO) de base poblacional, inició en 1994 la recogida sistemática de los casos incidentes de cáncer en la población residente en el Área, situada en la Meseta Central española. Con una población de 379.590 hab. distribuidos en 127 municipios (22,8% zona urbana, 59,9% zona semi-rural, 17,2% zona rural) y una densidad de población de 36,4 hab/Km2. Estructura por edad: 18% < de 15 años, 17,6% > de 65 años y 1,8% > de 85 años.
Objetivo: Determinar la incidencia de cáncer en la población residente en el Área Sanitaria de Toledo-Centro y Mancha, durante los años 1994-95.
Métodos: Definición de caso: Toda neoplasia maligna diagnosticada durante 1994 y 1995 a una persona residente en el Área Sanitaria de Toledo-Centro y Mancha, independientemente del lugar donde se diagnostica o donde sobreviene la muerte. Se registran los tumores de vejiga independientemente de su comportamiento histológico. No se registran carcinomas espinocelulares y basocelulares de piel. Fuentes de información: Servicios de Oncología, Anatomía Patológica, Hematología, Documentación, Archivo; Dirección Provincial de INSALUD; Certificado de defunción; Boletín de notificación voluntaria. Codificación: Los casos registrados se codifican de acuerdo con la CIE-O2, según las normas de la IARC. Indicadores: Frecuencias absolutas; Tasas de incidencia bruta y específica por edad; Tasas de incidencia ajustadas a la población estándar mundial. Para el cálculo de tasas se ha utilizado la población de 1994 y 1995 estimada a 1 de julio.
Resultados: En 1994-95 se registraron 2.574 casos incidentes de cáncer. De éstos 1.523 diagnosticados en varones (tasa bruta de 409,6/105 hab.) y 1.051 en mujeres (tasa bruta de 281,0/105 hab.). Las tasas de incidencia ajustadas por edad fueron de 241,4/105 en varones y de 165,6/105 en mujeres. Las tasas específicas por edad para el total de localizaciones aumentan con ésta, principalmente a partir de los 30 años, hasta el grupo de 85 y más en el que se alcanzan valores de 2487,0 casos por 105 hab. en varones y 1442,4 casos por 105 hab. en mujeres. La edad media en el momento del diagnóstico fue de 67,5 años en varones y 65,6 en mujeres. Los tumores con mayor tasa de incidencia ajustada en varones corresponden a: pulmón (45,6/105 hab.), próstata (26,6/105 hab.), vejiga urinaria (25,2/105 hab.), estómago (19,4/105 hab.) y laringe (16,2/105 hab.), y en mujeres a: mama (41,5/105 hab.), colon (12,9/105 hab.), cuerpo de útero (12,7/105 hab.), estómago (9,3/105 hab.) y ovario (8,5/105 hab.). La razón de tasas de incidencia (ajustadas por edad) hombres/mujeres es de 1,5.
Conclusiones: Para el total de localizaciones encontramos tasas intermedias entre los registros españoles que mantienen unas tasas de incidencia más altas, como los del norte de España y Mallorca y los del sur, con tasas menores. Esta situación es la que podríamos esperar dada nuestra ubicación geográfica. Destaca la similitud de nuestras cifras con las de los registros de Tarragona y Murcia. En nuestro Area, el tumor más frecuente en varones es el de pulmón coincidiendo con el resto de registros españoles. Igual ocurre con las localizaciones que le siguen: próstata, vejiga y estómago. La mayoría de estos tumores tienen factores de riesgo derivados de estilos de vida, consumo de tabaco y alcohol y dietéticos, los cuales subyacen también en otros tumores de alta incidencia en nuestro área, como el de colon y laringe. En mujeres, repitiendo el patrón del resto del país, el tumor más frecuente es el de mama, seguido de colon, estómago y cuerpo de útero. Los factores endocrinos y dietéticos son los principales factores de riesgo para los tumores femeninos.
181 EFECTO DE LA PREVALENCIA DE HISTERECTOMÍA SOBRE LA INCIDENCIA DE CÁNCER DE ÚTERO EN CINCO ÁREAS DE ESPAÑA
C. Martínez, R. Arnaud, M.J. Sánchez 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 cáncer de útero es uno de los más frecuentes en la mujer, aunque existen importantes diferencias geográficas en la incidencia, tanto en el cáncer de cuerpo como en el de cuello de útero. La práctica de la histerectomía por causas diferentes al cáncer es un procedimiento quirúrgico que presenta grandes variaciones entre países, siendo frecuente en mujeres menores de 65 años. Por este motivo, el cálculo de las tasas de incidencia y su comparabilidad puede afectarse si se incluye en el denominador al total de mujeres residentes en el área de interés o únicamente a la población en riesgo, es decir, las mujeres con útero.
El objetivo fue conocer las tasas de incidencia del cáncer de cuerpo y de cuello de útero en el rango de edad de 35 a 64 años en Asturias, Guipúzcoa, Granada, Murcia y Navarra en el período 1991-94, calculadas por el método tradicional y corregidas por la prevalencia de histerectomía.
Métodos: Los datos sobre incidencia de cáncer proceden de los Registros de Cáncer de Población de las áreas correspondientes y se obtuvieron de la European Cancer Incidence and Mortality Database (EUROCIM). La prevalencia de histerectomía procede de la cohorte del estudio EPIC-España (European Prospective Investigation into Cancer and Nutrition) que recoge, entre otros, datos sobre dieta, antecedentes médicos e historia reproductiva en personas residentes en Asturias, Granada, Guipúzcoa, Murcia y Navarra). Se incluyeron las 25.120 mujeres de la cohorte con edades comprendidas entre 35 y 64 años, excluyendo aquellas cuya histerectomía fue por un cáncer. En cada grupo de edad, se calculó la prevalencia de histerectomía y el correspondiente factor de corrección. Se calcularon las tasas estandarizadas por edad (pobl. mundial) según el método tradicional y corregidas por la población a riesgo.
Resultados: La prevalencia de histerectomía en el rango de edad de 35 a 64 años fue de 11,2% en Asturias, 8,4% en Granada, 6,9% en Guipúzcoa, 9,0% en Murcia y 7,5% en Navarra. Las tasas de incidencia estandarizadas de cáncer de cuello de útero por 100.000 mujeres fueron de 20,3 en Asturias, 9,7 en Granada, 7,0 en Guipúzcoa, 14,9 en Murcia y 8,3 en Navarra; mientras que las tasas corregidas fueron de 22,9, 10,6, 7,6, 16,4 y 9,0, respectivamente. En el caso del cáncer de cuerpo de útero, las tasas de incidencia estandarizadas por 100.000 mujeres fueron de 22,6 en Asturias, 16,5 en Granada, 23,6 en Guipúzcoa, 25,3 en Murcia y 23,9 en Navarra; mientras que las tasas corregidas fueron de 25,4, 18,0, 25,3, 27,8 y 25,9, respectivamente. En ambos tipos de cáncer, la máxima diferencia entre tasas corregidas y no-corregidas fue de 25,3% en Asturias, en el grupo de edad de 50-54 años, en el que la prevalencia de histerectomías era más elevada.
Conclusiones: En las mujeres entre 35 y 64 años, las tasas de incidencia corregidas de cáncer de cuello y de cuerpo de útero fueron más elevadas que las calculadas por el método tradicional. Si bien, dada la baja prevalencia de histerectomía en las áreas estudiadas, estas diferencias son pequeñas. Sin embargo, dada la gran variabilidad geográfica y entre grupos etáreos de la prevalencia de histerectomía, la comparación de la incidencia del cáncer de útero entre diferentes poblaciones requiere, además de la estandarización de las tasas por edad, la corrección de las mismas teniendo en cuenta la población a riesgo.
Proyecto financiado por el Programa Europa Contra el Cáncer de la UE, el FIS (99/0024) y las CCAA participantes.
182 TENDENCIA TEMPORAL DE LA INCIDENCIA DE NEOPLASIAS LINFOIDES POR SUBGRUPOS HISTOLÓGICOS EN TARRAGONA
S. de Sanjosé, J.R. González , J. Galcerán, J. Borràs y F.X. Bosch
Instituto Catalán de Oncologia, Registro de Cáncer de las Comarcas de Tarragona. Servei d'Epidemiologia i Registre del Càncer. Institut Català d'Oncologia. L'Hospitalet. Barcelona.
Antecedentes y objetivos: En países industrializados la incidencia de las neoplasias linfoides esta aumentado a un ritmo constante sin que las causas de este incremento estén identificadas. El análisis de los datos de incidencia de linfomas en la población de Tarragona durante el período 1984-92 mostró un aumento anual de un 3,7% de las tasas de incidencia de las neoplasias linfoides (excluyendo a las leucemias linfáticas crónicas y mieloma múltiple). Este incremento fue prácticamente a expensas del ultimo período de estudio 1990-92 y se concentró en los subgrupos de linfomas foliculares y linfomas extranodales de células B. El objetivo de este análisis es identificar si persiste la tendencia temporal de aumento de las neoplasias linfoides para el período 1992-97 y que subgrupos de neoplasias linfoides son los mas afectados por esta tendencia.
Métodos: Se incluyen en el análisis todos los casos de neoplasias linfoides identificados en el Registro de Cáncer de las Comarcas de Tarragona con los códigos ICD-O 9590-9850 para el período 1980-1997. Los datos se analizan para 10 subgrupos histológicos de acuerdo con la clasificación de la OMS. La estimación de los denominadores de las tasas se realiza a partir de la información censal y de las interpolaciones anuales para el período de estudio. Las tasas de incidencia se presentan ajustadas por edad tomando como referencia la estructura de edad de la población mundial. La tendencia lineal de las tasas de incidencia para el período de estudio se realiza mediante regresión de Poisson y se informa como Porcentaje de cambio anual (PCA). Sólo se citan aquellos valores de PCA que fueron estadísticamente significativos al 5%.
Resultados: Durante el período de estudio se identificaron un total de 1.480 neoplasias linfoides de los que 529 eran linfomas no Hodgkin y 227 linfomas de Hodgkin. El estudio de la tendencia temporal de las tasas de incidencia identificó a los LNH como el grupo tumoral que experimenta un mayor aumento durante el período de estudio tanto en hombres (PCA = 8,4 % ) como en mujeres (PCA = 7%). Se observa también un aumento, aunque limitado al período 1992-97 del linfoma de Hodgkin en hombres (PCA = 2,97%). En el estudio de distintos subgrupos de linfomas se detecta un aumento de las tasas de incidencia de los linfomas foliculares, de los linfomas difusos, de los linfomas de origen T y de las leucemias linfáticas crónicas. Los aumentos observados en las PCA afectan generalmente tanto a hombres como a mujeres y a los grupos de edad 35-64 y 65-85.
Conclusiones: Se confirma el aumento de las tasas de incidencia de neoplasias linfoides en la población de Tarragona. El hecho de que el aumento de PCA sea de una magnitud considerable, que esté generalizado en diversos grupos diagnósticos y no se concentre en ningún sexo o grupo de edad puede indicar que una gran parte del aumento sea debido a una mejora diagnóstica generalizada en la zona.
Financiación parcial FISS 98-0066.
183 DISTRIBUCIÓN GEOGRÁFICA Y EVOLUCIÓN TEMPORAL DE LA INCIDENCIA DE CÁNCER DE COLON Y RECTO EN ASTURIAS
A. Cañada y V. Rodríguez
DG Salud Pública- Consejería Salud y Servicios Sanitarios Principado Asturias.
Antecedentes y/o objetivos: El cáncer colorrectal es la segunda localización tumoral más frecuente para el conjunto de la población y está experimentando en todos los países occidentales un incremento en su frecuencia. El objetivo de este trabajo es estudiar la incidencia del cáncer de colon y recto y sus variaciones temporales y espaciales, a nivel municipal, en Asturias.
Métodos: Se han analizado todos los casos nuevos de cáncer diagnosticados entre 1982 y 1993 en Asturias, recogidos en el Registro Poblacional de Tumores. Para el análisis geográfico se han calculado dos tipos de indicadores: 1) la Razón de Incidencia Estandarizada (RIE) utilizando como referencia las tasas específicas por grupo de edad del total de Asturias y sus intervalos de confianza por el método de Byar; 2) un estimador empíricos bayesianos por el método propuesto por Marshall. Se han elaborado para cada sexo 2 mapas municipales: uno representa las RIE y el otro la incidencia suavizada mediante los estimadores bayesianos. Se ha estudiado la tendencia en el período mediante el porcentaje promedio de variación anual, calculada por regresión de Poisson utilizando un modelo edad-período. Este mismo indicador se ha utilizado para calcular la tendencia en cada grupo de edad quinquenal. Se han calculado las Tasas Estandarizadas por el método directo (TED), utilizando como referencia la Población Europea Estándar, para comparar la incidencia con la de los países de la Unión Europea (UE), a través de los datos publicados por la International Agency for Research on Cancer (IARC) en la base EUCAN90.
Resultados: En el período a estudio se han diagnosticado 5.023 casos de cáncer colorrectal, 2.754 en hombres y 2.269 en mujeres. En hombres ha habido un incremento del 3,7% y en mujeres del 1,6% anual. En hombres el incremento se observa en todos los grupos de edad por encima de 40 años. En mujeres hay una mayor variabilidad, aumentando entre 35-49, 55-59 y más de 65 y disminuyendo en el resto. El patrón geográfico está más definido en hombres, observándose una mayor incidencia en los municipios más industrializados y en uno de los principales valles mineros. La TED en hombres es de 40.7/100.000 y en mujeres de 24.6/100.000, ambas por debajo del promedio estimado para la UE.
Conclusiones: La incidencia registrada de cáncer colorrectal está aumentando en ambos sexos, más acusadamente en varones. La situación respecto a los países de nuestro entorno aún es favorable. Es necesario profundizar en la evolución de la frecuencia en los diferentes tramos etarios, así como analizar las características de los municipios con mayor incidencia.
184 DISTRIBUCIÓN GEOGRÁFICA Y EVOLUCIÓN TEMPORAL DE LA INCIDENCIA DE CÁNCER DE RIÑÓN EN ASTURIAS
A. Cañada y V. Rodríguez
DG Salud Pública- Consejería Salud y Servicios Sanitarios Principado Asturias.
Antecedentes y/o objetivos: Aunque el cáncer de riñón no es una de las localizaciones más frecuentes, se ha observado en los últimos años un incremento muy acusado en la mortalidad por este tumor. El objetivo de este trabajo es estudiar la incidencia del cáncer renal y sus variaciones temporales y espaciales, a nivel municipal, en Asturias.
Métodos: Se han analizado todos los casos nuevos de cáncer diagnosticados entre 1982 y 1993 en Asturias, recogidos en el Registro Poblacional de Tumores. Para el análisis geográfico se han calculado dos tipos de indicadores: 1) la Razón de Incidencia Estandarizada (RIE) utilizando como referencia las tasas específicas por grupo de edad del total de Asturias y sus intervalos de confianza por el método de Byar; 2) un estimador empíricos bayesianos por el método propuesto por Marshall. Se han elaborado para cada sexo 2 mapas municipales: uno representa las RIE y el otro la incidencia suavizada mediante los estimadores bayesianos. Se ha estudiado la tendencia en el período mediante el porcentaje promedio de variación anual, calculada por regresión de Poisson utilizando un modelo edad-período. Este mismo indicador se ha utilizado para calcular la tendencia en cada grupo de edad quinquenal. Se han calculado las Tasas Estandarizadas por el método directo (TED), utilizando como referencia la Población Europea Estándar, para comparar la incidencia con la de los países de la Unión Europea (UE), a través de los datos publicados por la International Agency for Research on Cancer (IARC) en la base EUCAN90.
Resultados: En el período a estudio se han diagnosticado 1.017 casos de cáncer de riñón, 656 en hombres y 361 en mujeres. En hombres ha habido un incremento del 6,0% y en mujeres del 4,2% anual. Este aumento se observa en todos los grupos de edad en ambos sexos, excepto mujeres de 55-59 años y hombres de más de 75. El patrón geográfico, más definido en hombres, presenta un exceso en algunos de los municipios más poblados e industrializados del área central de Asturias. La TED en hombres es de 9.8/100.000 y en mujeres de 4.2/100.000, ambas por debajo del promedio estimado para la UE.
Conclusiones: La incidencia registrada de cáncer de riñón ha sufrido el mayor incremento entre todas las localizaciones tumorales, tanto en hombres como en mujeres. La situación respecto a los países de nuestro entorno aún es favorable. Es necesario vigilar la tendencia del cáncer de riñón y analizar las causas del incremento observado, separando el posible efecto de la práctica clínica del relacionado con un aumento real de la frecuencia.
185 INCIDENCIA Y ESTADIOS DEL CÁNCER DE MAMA FEMENINO EN LA PROVINCIA DE GRANADA EN LOS AÑOS 1985, 1990 y 1996
C. Martínez, M.J. Sánchez y M.J. Medina
Registro de Cáncer de Granada. Escuela Andaluza de Salud Pública.
Antecedentes y objetivo: En la provincia de Granada, el cáncer de mama es el cáncer más frecuente en la mujer. Su incidencia está aumentando mientras la mortalidad permanece estable. En las áreas en las que existen programas de detección del cáncer de mama habría que valorar el impacto de los mismos sobre el aumento de la incidencia y supervivencia. En áreas como Granada, en las que el programa se ha establecido a partir del año 1999, esta disociación de la incidencia/mortalidad podría ser debida a una mayor preocupación de la mujer por su salud y a una mayor accesibilidad a los servicios sanitarios, lo que repercutiría en el estadio en el que se hace el diagnóstico, en el tratamiento recibido y en el aumento de la supervivencia.
Los objetivos del estudio fueron: 1) conocer la incidencia del cáncer de mama femenino en la provincia de Granada en los años 1985, 1990 y 1996, 2) describir y comparar los estadios en el momento del diagnóstico en estos tres años.
Métodos: Estudio descriptivo de base poblacional, integrado en el proyecto EUROCARE. Se incluyeron todos los casos incidentes de cáncer de mama femenino de los años 1985, 1990 y 1996, residentes en la provincia de Granada. La información procede del Registro de Cáncer de Granada, un registro de cáncer de población que abarca un área geográfica con aproximadamente 800.000 habitantes (412.000 mujeres).
Para la estadificación de los casos de los tres años se utilizó el sistema TNM (UICC, 1997). Se presentan tasas estandarizadas (Población Mundial) y tasas acumulativas hasta los 74 años. Para la comparación de estadios y tamaño tumoral de los tres períodos se utilizó el test de la c2.
Resultados: El número de casos nuevos de cáncer de mama femenino en la provincia de Granada en 1985 fue de 177, en 1990 de 192 y en 1996 de 265, lo que representa unas tasas de incidencia estandarizadas de 36, 38 y 47 por 100.000 mujeres. La edad media al diagnóstico fue similar en los tres años estudiados: 59 años (rango: 25-97). La tasa acumulativa en el primer período fue del 4% y en el último del 5%, lo que significa que en el transcurso de estos 11 años, el riesgo de desarrollar un cáncer de mama antes de los 74 años entre las mujeres residentes en la provincia de Granada, en ausencia de otra causa de muerte, ha pasado de ser 1 de cada 25 mujeres a 1 de cada 20 mujeres.
En el año 1985 el 43% de los casos se diagnosticó con un tumor mayor de 5 cm de diámetro máximo, en 1990 este porcentaje descendió a un 26% y en 1996 a un 20% (p < 0,001).
Expresado en forma de estadios, se observó un aumento de los estadios 0 y I en el momento del diagnóstico pasando de un 8% en el año 1985 a un 15% en el año 1996 (p = 0,03); también se observó un descenso de los estadios III y IV, pasando de un 41% en el año 1985 a un 26% en el año 1996 (p = 0,008).
Conclusiones: En la provincia de Granada, las tasas de incidencia estandarizadas de cáncer de mama han aumentado en los últimos 11 años, pasando de 36 por 100.000 mujeres en 1985 a 47 por 100.000 mujeres en 1996. En el último período se observó un descenso de los estadios avanzados (estadios III y IV) lo que contribuirá al aumento de la supervivencia en años sucesivos.
Este trabajo ha sido financiado por el FIS (89/0735), la Consejería de Salud de la Junta de Andalucía (99/69) y la Unión Europea (BMH4-CT98-3390).
186 FACTORES QUE DETERMINAN EL RETRASO DEBIDO AL PACIENTE EN EL CÁNCER DE MAMA
E. Benítez, A. Escolar, E. Figueroa, E. Alonso, J.M. Requena, J.M. Baez y M.J. Sanz
Servicio de Medicina Preventiva y Salud Pública. Hospital Universitario Puerta del Mar; Hospital Clínico de Puerto Real (Cádiz).
Objetivos: Analizar los factores determinantes, atribuibles al paciente, que influyen en el retraso en la consulta a un médico tras la aparición del primer síntoma en el cáncer primario de mama.
Metodología: Durante el período comprendido entre julio de 1997 y mayo de 2000 se identificaron los casos incidentes, con confirmación histopatológica, de cáncer de mama en las áreas hospitalarias de Cádiz y Puerto Real (472.290 habitantes). Se realizaron entrevistas a los pacientes mediante cuestionario estructurado por personal entrenado, midiendo la historia de su sintomatología, fecha de presentación de los síntomas, reacción ante la aparición de los mismos, e historia de contacto con el sistema sanitario. Se considero tiempo de retraso el transcurrido desde la aparición del primer síntoma hasta la consulta al primer médico, siendo el período de tres meses el elegido para la definición de retraso. Mediante regresión logística se construye un modelo con las variables asociadas al fenómeno, utilizando como criterio de entrada en el modelo un p < 0,10. Para el tiempo de retraso se presenta la mediana, y los percentiles 25 y 75 de la distribución.
Resultados: Se identificaron 322 mujeres, excluyendo a 51 de ellas por no presentar síntomas. El tiempo medio entre primer síntoma y primera consulta fue de 96,9 días (IC 95% 68,79 - 125,11), con una mediana de 11 días (percentiles 25 y 75 fueron 2 y 59,5 días respectivamente). 48 pacientes (18,4% de los casos) tardaron más de 90 días en consultar a un médico. Como factores determinantes del retraso identificamos: edad (OR: 1,02 IC 95% 0,99-1,05), la presencia de síntomas diferentes a un nódulo mamario (OR: 1,92 IC 95% 0,87-4,24), restar importancia a su cuadro clínico (OR: 3,53 IC 95% 1,61-7,72), no comentar con nadie su problema (OR: 3,56 IC 95% 1,51-8,37), peor nivel de instrucción (OR: 1,82 IC 95% 0,81-4,05).
Conclusiones: La percepción de la importancia de factores clínicos (naturaleza del primer síntoma) y factores psicosociales (conocimiento, actitudes) aparecen como determinantes del retraso. La apreciación personal sobre la importancia del síntoma inicial y el no compartir su presencia con alguien condicionan la rapidez con la que se decide consultar con un médico. Seria importante incidir en la población sobre el conocimiento de otros signos o síntomas que igualmente pueden alertar sobre la presencia de esta enfermedad (retracción del pezón, dolor en mama, cambios en la piel).
187 FACTORES QUE DETERMINAN EL RETRASO DEBIDO AL SISTEMA SANITARIO EN EL CÁNCER DE MAMA
E. Benítez, A. Escolar, E. Figueroa, E. Alonso, J.M. Requena, J.M. Baez y M.J. Sanz
Servicio de Medicina Preventiva y Salud Pública. Hospital Universitario Puerta del Mar; Hospital Clínico de Puerto Real (Cádiz).
Objetivos: Analizar los factores determinantes, atribuibles al sistema, que influyen en el retraso en la aplicación del primer tratamiento tras la primera visita a un médico.
Metodología: Durante el período comprendido entre julio de 1997 y mayo de 2000 se identificaron los casos incidentes, con confirmación histopatológica, de cáncer de mama en las áreas hospitalarias de Cádiz y Puerto Real (472.290 habitantes). Se realizaron entrevistas personales a los pacientes mediante cuestionario estructurado por personal entrenado, midiendo tras la aparición del primer síntoma el "tránsito" del paciente por el sistema sanitario (tipo de médico en la primera consulta, lugar de realización de las consultas, cobertura sanitaria, tipo de ingreso,..) hasta su diagnóstico y tratamiento. Se considera tiempo de retraso debido al sistema el transcurrido desde la primera visita a un médico hasta el ingreso hospitalario para el primer tratamiento, siendo el período de tres meses el elegido para la definición de retraso. Mediante regresión logística se construye un modelo con las variables asociadas al fenómeno, utilizando como criterio de entrada en el modelo un p < 0,10. Para el tiempo de retraso se representa la mediana, así como los percentiles 25 y 75 de la distribución.
Resultados: Se identificaron 322 mujeres, excluyendo a 5 que rechazaron el tratamiento. El tiempo medio entre primer médico e ingreso hospitalario fue de 90,05 días (IC 95% 76,65-103,45), con una mediana de 51 días (percentiles 25 y 75 fueron 26 y 103 días respectivamente). 90 pacientes (28,4% de los casos) tardaron más de 90 días en ingresar al hospital para recibir el primer tratamiento. Como factores determinantes del retraso identificamos: edad (OR: 0,97 IC 95% 0,95-0,99), el primer médico consultado es un médico general (OR: 1,97 IC 95% 1,13-3,44), médico del sistema público (OR: 2,05 IC 95% 1,07-3,94), no derivación a otro médico (OR: 2,51 IC 95% 1,38-4,57).
Conclusiones: La rapidez con la que el médico general derive a la paciente al especialista e indirectamente el tiempo que se tarda entre esta derivación y la consulta con este último son claves para disminuir el retraso. El acceso a los medios diagnósticos por parte de los médicos generales podría facilitarlo, junto con la disminución de los tiempos de consulta interniveles. La mayor rapidez de derivación en el sistema privado explicaría sus menores retrasos respecto del sistema público.
188 CÁNCER DE MAMA Y FACTORES DE RIESGO EN MUJERES DE GRANADA Y ALMERÍA
L. Santa Marina, J. Aurrekoetxea, N. Olea, J. Ibarluzea, J.M. Begiristain, M.F. Olea, J. Exposito, M. Lorenzo y V. Pedraza
Subdirección de Salud Pública de Gipuzkoa; Laboratorio de Investigaciones Médicas. Hospital S. Cecilio de Granada; H. Torrecardenas-Almería; H. Virgen de las Nieves- Granada
Antecedentes y objetivos: A pesar de que actualmente se conocen una serie de factores de riesgo para cáncer de mama como son el sexo, la edad, historia familiar de cáncer de mama, características reproductoras, como el número de hijos, edad del primer embarazo a término, edad de menarquia y menopausia, duración del ciclo menstrual y lactancia y otros variables con diferente grado de consenso y controversia, como el nivel socio-económico, la residencia rural-urbana, el tabaco, el alcohol y determinadas exposiciones ambientales y ocupacionales, lo cierto es que las causas del cáncer de mama siguen siendo desconocidas en buena medida. El objetivo de este estudio fue analizar la relación entre cáncer de mama y los mencionados factores de riesgo.
Métodos: En 1996 se inició un estudio de casos y controles hospitalario en Granada y Almería cuyo reclutamiento finalizó en 1998. Los casos eran mujeres de 35 a 70 años intervenidas quirúrgicamente de cáncer de mama. Los controles fueron apareados por edad y hospital de intervención. Participaron 198 casos y 260 controles. Entrevistadores entrenados recogieron, a través de un cuestionario estructurado, información referente a: características sociodemográficas y laborales, Hª reproductiva, anticoncepción, terapia hormonal, antecedentes familiares de cáncer de mama, dieta y consumo de tabaco y alcohol.
Resultados: Las estimaciones de riesgo para cáncer de mama fueron significativos para: estado civil (casadas vs solteras, OR: 0,30; IC95%: 0,12-0,76), nivel de estudios (tituladas medias y superiores vs analfabetas, (OR: 6,48; IC95%: 2,48-16,95), ocupación (gerente vs amas de casa OR: 4,74 IC95%: 1,26-17,88; técnicos medios y superiores vs amas de casa OR: 4,74 IC95% 1,68-13,40), clase social (alta vs baja OR: 4,16; IC95%: 1,27-13,6), embarazo vs no embarazo OR: 0,48; IC95%: 0,4-0,97, hijos (sí vs no OR: 0,48; IC95 %: 0,25-0,92, nº de hijos -significativo a partir del cuarto hijo- edad al primer hijo (≥ 26,5 vs < 0,5 OR: 2,45; IC95%: 1,34-4,45) nº de meses de lactancia (≥ 33,5 vs no lactancia OR: 0,43; IC95%: 0,25-0,74) historia familiar de cáncer de mama (madre sí vs no OR: 10,90; IC95%: 1,35-87,92, hermana: sí vs no OR: 2,98; IC95%: 1,11-7,97) consumo de alcohol (sí vs no OR: 1,99; IC95%: 1,2-3,32), gramos de alcohol diarios x años bebiendo alcohol (≥ 250 vs 0 OR: 2,5 IC95%: 1,05-5,49) consumo de tabaco (sí vs no OR: 2,23 IC95%: 1,25-3,97) años-paquetes (≥11 vs 0 OR: 1,86; IC95%: 1,00-3,47). Un modelo de regresión logística condicionada nos indica que las variables que se asocian con mayor consistencia a la enfermedad son el número de hijos, la edad al primer parto, la historia familiar, el estado civil, la ocupación y el consumo de alcohol.
Conclusiones: Este estudio muestra que el número de hijos, la edad al primer parto, la historia familiar, la ocupación y el consumo de alcohol son factores de riesgo del cáncer de mama femenino. Otras variables de interés, como la lactancia, la clase social o el nivel de educación no se muestran como factores de riesgo independientes, aspectos sobre los cuales es preciso una mayor profundización.
189 ANÁLISIS DE RESULTADOS DE UN PROGRAMA DE CRIBADO SEGÚN LA SERIE INCIDENTE Y PREVALENTE
D. Salas, C. Antón, J. Miranda, J. Ibañez, D. Cuevas,C. Herranz, F. Ruiz, I. Vizcaino y grupo de trabajo del programa
Dirección General de Salud Pública; Unidad de Prevención de Cáncer. Unidad de Prevención de Cáncer. Dirección General de Salud Pública. Conselleria de Sanitat. Valencia.
Antecedentes y objetivo: El programa de prevención de cáncer de mama de la Comunidad Valenciana (PPCMCV) comenzó en 1992 con el objetivo de reducir la mortalidad por este tipo de tumores mediante el estudio mamográfico de las mujeres residentes en la Comunidad Valenciana entre los 45 y 65 años. En la actualidad han sido estudiadas un total de 297.825 mujeres.
Material y Métodos: Las mujeres de 45 a 65 son citadas a las unidades de PPCMCV donde se les efectúa una breve historia y una mamografía en doble proyección en primer estudio y simple en estudios sucesivos. Las mujeres con estudios anormales son remitidas a confirmación diagnostica y tratamiento oncológico multidisciplinario a sus hospitales de referencia. Se analizan los diferentes indicadores (Citaciones válidas, Tasa de participación, Tasa de seguimiento, Tasa de detección de cánceres, Ca. Invasores < de 1 cm, Ca. Ductales in situ y ausencia de afectación ganglionar) en función de la realización del primer estudio (serie prevalente) o de los sucesivos (serie incidente) y su comparación con los requisitos de calidad de la comisión de expertos del Europe against Cancer Working Group.
Resultados: De las 394.132 mujeres citadas han sido exploradas una vez 297.825 lo que supone una tasa de participación del 75,56% y de ellas han sido citadas más de una vez 300.844 mujeres y de estas han acudido a estas citas sucesivas 271.185 lo que supone una tasa de participación en citas sucesivas (adhesión) del 90,14%. En el cribado inicial se han detectado 1.414 casos lo que supone una tasa de detección del 0,47% y en cribados sucesivos 888 casos lo que supone una tasa del 0,33%. La tasa de derivaciones al hospital seguimiento ha sido en el primer cribado del 6,01% y en los sucesivos del 2,08%. Los tumores < de 1 cm. fueron en el primer cribado 21% de los tumores detectados y en cribados sucesivos fueron un 251%. La tasa de detección de los ca.ductales in situ es del 17,5% en primer cribado y de 14% en los sucesivos. Con respecto a la afectación ganglionar en el primer cribado el 70% de los tumores invasivos no tienen afectación ganglionar y en las sucesivas paso a ser del 71%.
Conclusiones: Los resultados del PPCMCV cumplen con los criterios de calidad de la Unión Europea. Se observan diferencias entre la serie incidente y prevalente tanto en las tasas de mujeres enviadas al hospital que disminuye en las serie incidente, en la tasa de detección que es menor en la serie incidente y también en la precocidad diagnostica que es mayor en la serie incidente. Estas diferencias son con respecto al tamaño tumoral y en menor medida la ausencia de afectación ganglionar. Estos resultados nos permiten esperar una disminución de la mortalidad en los próximos años.
190 LA COLONOSCOPIA COMO PRUEBA DE CRIBADO PRIMARIO PARA CÁNCER COLORRECTAL EN PERSONAS SIN ESPECIALES FACTORES DE RIESGO
M. Betés, M.A. Muñoz Navas, J.M. Duque, R. Angós, E. Macías, J.C. Subtil, M. Herraiz, S. de la Riva, M. Delgado-Rodríguez y M.A. Martínez-González*
Departamento de Gastroenterología, Clínica Universitaria, Universidad de Navarra; Unidad de Epidemiología y Salud Pública, Facultad de Medicina, Universidad de Navarra; Cátedra de Medicina Preventiva, Universidad de Jaén. *Unidad de Epidemiología y Salud Pública. Facultad de Medicina. Universidad de Navarra.
Antecedentes: El uso de la colonoscopia como prueba de cribado primario para el cáncer colorrectal en adultos sin especiales factores de riesgo es actualmente objeto de controversia. La identificación de factores asociados a una mayor probabilidad de presentar adenomas avanzados (vellosos o >10 mm de tamaño o con displasia moderada-grave o cáncer) en esta población podría ayudar a tomar decisiones en relación a posibles programas de detección precoz del cáncer colorrectal con colonoscopia completa.
Métodos: La prevalencia de adenomas avanzados se determinó mediante una colonoscopia como screening primario en 2.210 adultos > 40 años, asintomáticos, sin historia familiar ni otros factores de riesgo conocidos para cáncer colorrectal. La edad, el sexo, y diversos datos clínicos y bioquímicos se compararon entre los sujetos sin adenomas, sujetos con adenomas no-avanzados y aquellos con cualquier neoplasia avanzada. Se creó una puntuación combinada para determinar el riesgo de adenomas avanzados mediante el uso de diversas variables seleccionadas por un análisis de regresión logística múltiple.
Resultados: El examen colonoscópico mostró pólipos en 825 pacientes. Entre estos pacientes, se encontraron lesiones neoplásicas en 617 (27,9%) incluyendo 259 con al menos una neoplasia > 10 mm, una lesión vellosa o con displasia moderada-severa, y 11 con cáncer invasivo. Las lesiones avanzadas fueron más frecuentes con la edad, entre varones, y entre aquellos con un mayor índice de masa corporal. Estas tres variables fueron predictores independientes para lesiones avanzadas en un análisis multivariante. Se desarrolló una puntuación combinando edad, sexo e índice de masa corporal para servir de guía en la decisión de aplicar la colonoscopia como método de cribado.
Conclusiones: Edad, sexo e índice de masa corporal pueden usarse para determinar una puntuación que seleccione adultos de riesgo medio como candidatos a la realización de colonoscopia como método de cribado primario de cáncer colorrectal.
191 CONSUMO DE AINES Y CÁNCER COLORRECTAL
E. Guinó, C. Pontes, V. Moreno, M. Navarro, R. Martínez-Vimbert, J. Martí, del grupo de Estudio Cáncer Colorrectal
Servei d'Epidemiologia i Registre del Càncer. Institut Català d'Oncologia. L'Hospitalet. Barcelona.
Antecedentes y objetivos: El objetivo principal del presente estudio es estimar el riesgo de cáncer colorrectal asociado a la exposición de fármacos, concretamente AINES y ácido acetilsalicílico.
Métodos: Se realizó un estudio prospectivo hospitalario de casos y controles. Los casos eran pacientes diagnosticados de carcinoma de colon o recto confirmados por anatomía patológica durante el período 1/96 a 12/98. Los controles eran pacientes hospitalizados en distintos servicios, sobretodo digestivo, traumatología y urología, cuyo motivo de ingreso era un primer diagnóstico. Se les realizó una encuesta epidemiológica por personal entrenado que incluía preguntas sobre el consumo de fármacos.
Para el análisis se empleó un modelo de regresión logística ajustado por edad y sexo. Se calculó la odds ratio y su intervalo de confianza al 95%, para evaluar el riesgo a la exposición de AINES.
Resultados: Se identificaron 500 casos y 461 controles, de los cuales se incluyen en el presente análisis 436 y 416 respectivamente. La exposición a AINES se observó en el 27,88% de los controles y en el 20,41% de los casos, y se asoció a una protección significativa frente al cáncer colorrectal (0,63 (0,46-0,87)). La protección fue mayor para aquellos casos con tumores de localización en colon izquierdo (0,4 (0,24- 0,66)), para exposiciones de más de 5 años de duración mantenidas hasta la actualidad (0,49 (0,32-0,75)), y para la combinación de ambos factores (0,22 (0,10-0,50)). También fue protector frente a tumores de recto, si bien con un efecto algo menor. La protección conferida por la utilización de AINES frente a tumores en estadíos intermedios fue la de mayor magnitud, seguida de la protección frente a los estadíos iniciales. En cambio, no se observó protección ni frente a los tumores de colon derecho ni frente a los tumores en estadíos avanzados.
Al observar el patrón de regularidad de uso, la protección se limita al uso regular de AINEs. Respecto a los marcadores genéticos, no se observó ninguna diferencia en la distribución de riesgos en función de los resultados de la determinación de la P53, ni por PCR ni por IHQ. Tampoco se observó una modificación sustancial de los riesgos en función de la presencia o ausencia de la mutación RAS o de la determinación de microsatélites.
Conclusiones: Se confirma un efecto protector en el consumo de AINES, en el uso prolongado (> 5 años) si la ingesta del fármaco se mantiene en la actualidad.
192 FRACCIÓN DE CÁNCER ATRIBUIBLE A LA HISTORIA FAMILIAR DE CÁNCER EN EL SUR DE EUROPA
M. Soler, A. d'Errico y N. Malats
Direcció d'Atenció Primària Alt Penedés-Garraf; Epidemiologic Unit, Piedmont Region, Turin; Institut Municipal d'Investigació Mèdica, Barcelona.
Antecedentes: Se ha sugerido, aunque no estimado, que las causas genéticas podrían explicar entre el 2% y el 5% del cáncer. Ninguna de estas aproximaciones se ha llevado a cabo en base a datos procedentes del Sur de Europa. En 1997, surgió una iniciativa, a nivel nacional, con el fin de estimar el porcentaje de cáncer atribuído a diferentes causas, entre ellas la genética.
Material y métodos: El presente trabajo se ha llevado a cabo en Italia, España y Portugal por la relativamente alta similitud de sus poblaciones tanto a nivel genético como en cuanto a la prevalencia de los factores de riesgo. La escasa información procedente de Portugal hizo que se tuviera que excluir posteriormente a esta población del estudio. Se ha estimado la fracción de cáncer atribuible (FA) a la "historia familiar de cáncer" para aquellos tumores más prevalentes en estas poblaciones (pulmón, mama, colorectal, estómago, vejiga, ovario, próstata, cérvix y endometrio). Los riesgos utilizados para el cálculo de la FA procedían de metaanálísis, "pooled analysis" o de grandes estudios de cohortes. La información sobre la prevalencia de la historia familiar de cáncer en la población general se obtuvo a través de una amplia revisión bibliográfica. El cómputo de la FA se realizó mediante la fórmula: P(RR-1) / (P(RR-1)+1).
Resultados: La estimación global de la FA obtenida de la "historia familiar de cáncer" fue del 2,3%. Los riesgos de cáncer obtenidos de la literatura oscilaron entre 1,5 (IC95% 1,0-2,2) para el cáncer de vejiga a 3,2 (IC95% 2,6-3,7) para el de ovario. La prevalencia observada de familiares con cáncer de mama fue similar en Italia y España, dando lugar a FAs de 5,3% (IC95% 4,9% - 5,8%) para familiares de primer grado y de 7,3% (IC95% 5,8% - 8,1%) cuando se consideraron, también, los de segundo grado. La prevalencia de familiares de primer grado con cáncer de colon fue ligeramente superior en España (5,1%) que en Italia (3,0%). En consecuencia, las FAs fueron de 3.5% (IC95% 1,5% 5,8%) y 2,1% (IC95% 0,9% -3,5%) en uno y otro país, respectivamente. Para las otras localizaciones tumorales solamente dispusimos de estimaciones para uno de los dos países. Las prevalencias de antecedentes familares de cáncer de próstata fue de 5,5%, de ovario del 1,0%, de estómago de 3,4%, de cérvix de 5,6% y de endometrio de 4,9%. La respectivas FAs estimadas fueron 7,1% (IC95% 5,7% - 9,0%), 2,1% (IC95% 1,6% 2,6%), 3,6% (IC95% 0% 8,1%), 3,8% (IC95% 0% - 9,6) y 1,1 (IC95% 0% 2,8%).
Conclusiones: En la estimación de la FA a partir de "historia familiar de cáncer" cabe cuestionarse dos factores: 1) la fiabilidad en la información procedente de la entrevista al paciente (normalmente mayores) sobre antecedentes de cáncer en la familia y 2) la imposibilidad de distinguir entre los factores "heredados" y los ambientales compartidos por la familia. No obstante, el estimador global obtenido entra en el rango de las fracciones de cáncer atribuido a causas "hereditarias" sugeridos en otros países.
Trabajo parcialmente financiado por: FIS (97/1138 y 00/0745) y CIRIT (1999SGR00241)
193 ANÁLISIS DE LA ESTRUCTURA GENÉTICA MEDIANTE ISONIMIA DE LA POBLACIÓN AFECTADA DE CÁNCER LIGADO A BRCA1, BRCA2 Y OTROS GENES DE SUSCEPTIBILIDAD AL CÁNCER DE MAMA EN EL PAÍS VASCO
C. Rodríguez Andrés y J. Delgado Naranjo
Departamento de Medicina Preventiva y Salud Pública - Universidad del País Vasco.
En la actualidad los factores genéticos se consideran importantes determinantes del cáncer de mama. Se han realizado estudios basados en agregación familiar, segregación genética y ligamiento genético. Dichos estudios analizan unidades familiares en las que existía una larga historia familiar de cáncer. El diseño de estos estudios plantea serias dudas sobre su validez, por haberse llevado a cabo en familias de alto riesgo. Además, es muy difícil conseguir y estudiar mediante dichos métodos un número de casos representativo de la población estudiada.
Para afrontar estas dificultades existe la posibilidad del análisis de la estructura genética mediante Isonimia, cuyo substrato metodológico es el estudio del parentesco genético en base a la distribución y herencia de los apellidos de los sujetos que componen la población objetivo. Este método, introducido por Crow y Mange (1969), permite analizar un número de casos considerablemente superior, inclusive la totalidad de la población de sujetos incluidos en un registro. El objetivo del presente trabajo es comprobar si los efectos de los genes que supuestamente intervienen en el desarrollo del cáncer de mama (BRCA1, BRCA2, p53), pueden detectarse a nivel poblacional mediante métodos de Isonimia. La hipótesis central de trabajo es que la incidencia del cáncer ligado a estos genes de susceptibilidad viene determinada por la prevalencia de dichos genes en la población analizada, la cual a su vez repercute en el parentesco genético -probabilidad de compartir un gen idéntico por descendencia- entre dichos individuos. La cuantificación del parentesco genético en población afectada y sus diferencias frente a otros grupos poblacionales son la clave para corroborar el papel real de dichos genes en la población general. Para ello recurrimos al análisis genético poblacional basado en Isonimia, utilizando como material los apellidos de la totalidad de mujeres incluidas en el Registro de Cáncer de Euskadi (de base poblacional), desde su fundación (1986) hasta el año 1995. Mediante el método de Isonimia, se está procediendo a la comparación de su estructura genética con la población afectada de otros cánceres y sobre todo de los cánceres supuestamente ligados a BRCA1, BRCA2 como el cáncer de colon y otros.
Los resultados sugieren la existencia de características y aspectos comunes en la estructura genética (parentesco) en diferentes poblaciones afectadas por distintos tipos de cáncer supuestamente ligado a genes BRCA1, BRCA2, p53 y otros. En conclusión el parentesco genético medido mediante Isonimia puede ser de utilidad en el estudio de estas características, así como sus diferencias frente a la estructura genética de otros grupos poblacionales: población general, población con cáncer en otras localizaciones anatómicas, etc.. La Isonimia permite abordar aspectos metodológicos, hasta ahora no explorados, ni considerados por los métodos epidemiológicos clásicos.
194 INFLUENCIA DEL GEN GSTT1 EN LA APARICIÓN DEL CÁNCER DE PULMÓN. INTERACCIÓN CON EL TABACO Y EL GEN GSTM1
A. Ruano-Raviña, A. Figueiras, L. Loidi y J.M. Barros-Dios
Área de Medicina Preventiva y Salud Pública. Universidad de Santiago de Compostela; Servicio de Medicina Preventiva. Hospital Clínico Universitario. Santiago de Compostela; Unidad de Medicina Molecular. Instituto Gallego de Oftalmología. Santiago de Compostela.
Antecedentes y objetivos: El cáncer de pulmón es la primera causa de muerte por cáncer en varones y tiene una elevada letalidad. El gen GSTT1 interviene en la metabolización de compuestos halogenados formando compuestos electrofílicos reactivos, pero participa en escasa medida en la metabolización de hidrocarburos aromáticos policíclicos. También se cree que detoxifica compuestos químicos con un grupo epoxi. Este gen está ausente en alrededor del 20% de los caucásicos. Los estudios sobre su implicación en la aparición del cáncer de pulmón son contradictorios Se pretende determinar si su delección se asocia con un mayor riesgo de cáncer de pulmón, si hay un efecto diferencial con el hábito tabáquico y su interacción con el gen GSTM1.
Métodos: Se realizó un estudio de casos y controles de base hospitalaria en el Área Sanitaria de Santiago de Compostela entre 1999 y 2000. Se hizo un muestreo por frecuencia de sexo. Como casos se tomaron 125 sujetos con diagnóstico anatomopatológico confirmado de cáncer de pulmón. Se excluyeron los casos menores de 35 años, casos prevalentes, sin confirmación diagnóstica y con neoplasias previas. Como controles se tomaron 187 sujetos que acudieron a la Unidad de Preoperatorio del mismo complejo y que iban a someterse a cirugía banal. Las causas de exclusión fueron: menores de 35 años, neoplasias previas o cirugía mayor. A todos se les extrajeron 6ml de sangre total previo consentimiento informado y se les realizó una entrevista en la que se les preguntaba por diversos aspectos de su estilo de vida. La presencia o ausencia del gen GSTT1 se realizó mediante la reacción en cadena de la polimerasa. Se realizó una regresión logística no condicionada en la que los resultados se expresan en odds ratios con intervalos de confianza del 95%. Las variables de ajuste fueron edad, sexo y exposición a sustancias químicas en el trabajo. Se calculó la interacción entre gen GSTT1 y tabaquismo y la interacción entre gen GSTT1 y gen GSTM1.
Resultados: El gen GSTT1 estaba ausente en el 24,6% de los controles y en el 21,6% de los casos. Esto supone un riesgo, ajustado por el consumo de tabaco, sexo, edad y exposición a sustancias químicas en el trabajo de 1,0 (0,5-1,9). En cuanto a su interacción con el tabaco, tomando como referencia a los no fumadores/GSTT1+, los riesgos fueron: para los fumadores/GSTT1+, 28,9 (7,9-105,2); para los no fumadores/GSTT1-, 1,1 (0,2-5,1); y para los fumadores/GSTT1- 28,0 (6,9-113,5). No hay exceso de riesgo debido a la interacción. Para la interacción entre los genes GSTT1 y GSTM1 se tomó como referencia a los sujetos con ambos genes presentes. Los riesgos, ajustados por sexo, edad, tabaco y exposición a compuestos químicos fueron: para los GSTM1+/GSTT1-, 1,4 (0,6-3,4); para los GSTM1-/GSTT1+, 2,5 (1,3-4,6); y para los GSTM1-/GSTT1-, 1,8 (0,7-5,0).
Conclusiones.1) La ausencia del gen GSTT1 no influye de modo apreciable en el riesgo de cáncer de pulmón y no se aprecia interacción con el tabaco. 2) Los sujetos con los genes GSTT1+/GSTM1- tienen el mayor riesgo de cáncer de pulmón.
195 TABACO Y SOBRE-EXPRESIÓN DE P53 EN CÁNCER DE PULMÓN
N. Aragonés, M. Pollán, M.D. Ludeña, G. Varela, M. de la Torre, J. Freixenet, A. Torres, G. Gómez, J. Pac, J. García, M. Díez, F. Sebastián, E. Canalís, A. Arnedillo, R. Arrabal, J.J. Rivas, M.D. Ortega, M. García, A. Gómez, A. Carvajal, G. López-Abente, A. Bernal Grupo de trabajo "Factores pronósticos en cáncer de pulmón no microcítico
Centro Nacional de Epidemiología. Instituto de Salud Carlos III. Madrid.
Antecedentes y objetivos: El tabaco, como principal agente cancerígeno en el cáncer de pulmón, podría estar asociado a los cambios genéticos observados en los pacientes con esta enfermedad. El objetivo de este trabajo es investigar la relación entre presencia de sobre-expresión de la proteína p53 con la intensidad y tipo de consumo de tabaco utilizando la información procedente de una cohorte de pacientes con cáncer de pulmón no microcítico resecable intervenidos en 14 hospitales españoles.
Material y métodos: Estudio caso-caso, analizado mediante regresión logística no condicional, en la que la definición de "caso" corresponde a todo individuo con cáncer de pulmón no microcítico con sobre-expresión de la proteína p53 (n = 158) y el "control" se entiende como todo caso sin sobre-expresión de p53 (n = 152). La información sobre consumo de tabaco fue recogida mediante encuesta epidemiológica incluyendo los diferentes aspectos del hábito. En el análisis se considera la historia de consumo hasta dos años antes de la fecha del diagnóstico.
Resultados: El 92% de los pacientes encuestados habían sido fumadores de cigarrillos. Existe una asociación estadísticamente no significativa entre la sobre-expresión de p53 y el consumo de tabaco. El 38% de los pacientes no fumadores mostraron sobre-expresión de p53 frente al 52% de los fumadores (diferencia estadísticamente no significativa: p = 0,181). En los exfumadores de más de 5 años, se observa una disminución estadísticamente significativa del porcentaje de tumores con sobre-expresión de p53, siendo similar al de los no fumadores (38%). Excluyendo los exfumadores de más de 5 años del análisis, el consumo de tabaco se asocia a la sobre-expresión de p53 (OR = 2,06; IC 95%: 0,90-4,74). Por tipo de tabaco, si nos restringimos a aquellos individuos que sólo han fumado tabaco rubio, la asociación desaparece (OR = 1,07), mientras que aquellos que fumaron tabaco negro muestran una asociación estadísticamente significativa (OR = 2,37). La edad de inicio en el consumo de tabaco se asoció a la sobre-expresión de p53 en los consumidores de cigarrillos sin especificar y de cigarrillos negros, pero no de cigarrillos rubios. Los años de consumo de tabaco y el número de cigarrillos por día también parecen estar relacionados con la sobre-expresión de p53 en el caso de los consumidores de tabaco negro, aunque la relación dosis-respuesta no aparece de forma clara.
Conclusiones: Entre los pacientes estudiados, la sobre-expresión de p53 aparece fundamentalmente en fumadores y exfumadores recientes, mientras que los exfumadores de más de 5 años muestran una expresión de p53 similar a la de los no fumadores. Por tipo de tabaco, nuestros datos apoyan la hipótesis de que el consumo de tabaco negro está relacionado con la sobre-expresión de la proteína p53, mientras que el de tabaco rubio no lo estaría. Sin embargo, el pequeño número de individuos que consumieron sólo tabaco rubio en nuestro estudio puede estar limitando las conclusiones en este sentido.
