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    "textoCompleto" => "<p class="elsevierStylePara"> Jueves 2 de Octubre &#47; Thursday 2&#44; October</p><p class="elsevierStylePara"> 9&#58;00&#58;00 a&#47;to 11&#58;00&#58;00</p><p class="elsevierStylePara"> Moderador&#47;Chairperson&#58;<br></br> Antonio Segura</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">027</span><span class="elsevierStyleBold">DESARROLLO DE UN CUESTIONARIO SENCILLO PARA ESTIMAR CUANTITATIVAMENTE LA ADHESI&#211;N A UN PATR&#211;N DIET&#201;TICO MEDITERR&#193;NEO CARDIOPROTECTOR</span></p><p class="elsevierStylePara"> Miguel &#193;ngel Mart&#237;nez-Gonz&#225;lez&#42;&#44; Carmen de la Fuente&#42;&#44; Manuel Serrano-Mart&#237;nez&#42;&#44; &#193;lvaro Alonso&#42;&#42;&#44; J&#46; Alfredo Mart&#237;nez&#42;&#42;&#42;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">&#42;Unidad de Epidemiolog&#237;a y Salud P&#250;blica&#44; Universidad de Navarra&#44; Pamplona&#44; Espa&#241;a&#46; &#42;&#42;Medicina Preventiva y Gesti&#243;n de la Calidad Hospitalarias&#44; Hospital Virgen del Camino&#44; Pamplona&#44; Espa&#241;a&#46; &#42;&#42;&#42;Departamento de Fisiolog&#237;a y Nutrici&#243;n&#44; Universidad de Navarra&#44; Pamplona&#44; Espa&#241;a&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes y objetivos&#58;</span> Dise&#241;ar un cuestionario sencillo&#44; f&#225;cilmente inteligible y aplicable brevemente para cuantificar el grado de adhesi&#243;n al patr&#243;n cl&#225;sico de Dieta Mediterr&#225;nea&#44; y as&#237; facilitar la intervenci&#243;n para el cambio de comportamiento diet&#233;tico&#46; Se incluyeron los aspectos que m&#225;s recientemente se han identificado como protectores en estudios de epidemiolog&#237;a nutricional &#40;baja carga gluc&#233;mica&#44; alta ingesta de fibra&#44; consumo de cereales integrales&#41; y que vienen a coincidir con el patr&#243;n de dieta cl&#225;sico de las viejas culturas mediterr&#225;neas&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> Se tomaron como base los datos de un estudio de casos y controles que &#40;ajustando por energ&#237;a y cuantificando las exposiciones en g&#47;persona&#47;d&#237;a&#41; hall&#243; un papel protector muy importante para un patr&#243;n combinado de dieta mediterr&#225;nea&#46; Bas&#225;ndonos en raciones de alimentos sencillas de calcular buscamos los puntos de corte que mejor clasificaban a los participantes en adherentes o no adherentes al patr&#243;n mediterr&#225;neo cardioprotector&#46; Se usaron despu&#233;s estos criterios para elaborar un cuestionario con 9 preguntas&#46; Se calcularon odds ratios &#40;OR&#41; crudas y ajustadas para las distintas puntuaciones obtenidas en el cuestionario&#44; utilizando modelos de regresi&#243;n log&#237;stica condicional con 171 parejas de casos y controles&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> El cuestionario ten&#237;a 9 &#237;tems&#46; Asignaba 1 punto por cada una de 6 exposiciones protectoras&#58; aceite de oliva &#40;&#61;1 cucharada&#47;d&#237;a&#41;&#59; frutas &#40;&#61; 1 piezas &#47;d&#237;a&#41;&#59; verduras &#40;&#61;1 raciones&#47;d&#237;a&#41;&#59; legumbres &#40;&#61; 2 raciones&#47;semana&#41;&#59; pescado &#40;&#61;3 raciones&#47;semana&#41; y vino &#40;&#61; 2 vasos&#47;sem&#41;&#46; Se asignaba 1 punto si el consumo de c&#225;rnicos &#40;incluyendo embutidos&#41; era bajo &#40;&#60; 1 raci&#243;n&#47;d&#237;a&#41;&#46; Para valorar indirectamente si la carga gluc&#233;mica era baja se asign&#243; 1 punto bien cuando simult&#225;neamente se cumpl&#237;a el criterio de consumir poco pan blanco &#40;&#60; 2&#47;d&#237;a&#41; y poco arroz blanco &#40;&#60; 1&#47;semana&#41; o bien cuando se consum&#237;a gran cantidad de cereal integral &#40;pan negro &#61;5-6 veces&#47;semana&#41;&#46; Para dar mayor relieve a una alta ingesta de fibra se a&#241;ad&#237;a otro punto si se cumpl&#237;an simult&#225;neamente los criterios para frutas y verduras &#40;ambas &#61;1&#47;d&#237;a&#41;&#46; Con estos criterios los resultados respecto al riesgo relativo de infarto de miocardio no fatal &#40;expresado como OR y sus intervalos de confianza al 95&#37;&#44; IC95&#37;&#41; para los individuos con 3-4 puntos&#44; 5-6 puntos y 7-9 puntos&#44; frente a aquellos con 1-2 puntos fueron 0&#44;29 &#40;0&#44;06-1&#44;41&#41;&#44; 0&#44;21 &#40;0&#44;04-0&#44;97&#41; y 0&#44;21 &#40;0&#44;04-0&#44;99&#41;&#44; ajustando por sexo&#44; edad&#44; y diversos factores de riesgo cardiovascular&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones&#58;</span> Los resultados del estudio de casos y controles ofrecen una informaci&#243;n que sugiere la validez de este m&#233;todo sencillo para valorar la adhesi&#243;n al patr&#243;n de dieta mediterr&#225;nea&#44; se sugiere que una adhesi&#243;n media &#40;5-6 puntos&#41; ofrece una importante reducci&#243;n del riesgo coronario&#44; pero no se consiguen ulteriores reducciones con una adhesi&#243;n m&#225;s alta a este patr&#243;n&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">028</span><span class="elsevierStyleBold">FACTORES PREDICTORES DE LOS COMPONENTES F&#205;SICO Y MENTAL DE LA CALIDAD DE VIDA EN PACIENTES CON CARDIOPAT&#205;A ISQU&#201;MICA</span></p><p class="elsevierStylePara"> Mar&#237;a Soto Torres<span class="elsevierStyleSup">1</span>&#44; Inmaculada Failde Mart&#237;nez<span class="elsevierStyleSup">2</span>&#44; Soledad M&#225;rquez Calder&#243;n<span class="elsevierStyleSup">3</span>&#44; Encarnaci&#243;n Ben&#237;tez Rodr&#237;guez<span class="elsevierStyleSup">1</span>&#44; Ignacio Ramos D&#237;az<span class="elsevierStyleSup">4</span>&#44; Antonio Barba Chac&#243;n<span class="elsevierStyleSup">2</span>&#44; Fernando L&#243;pez Fern&#225;ndez<span class="elsevierStyleSup">1</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic"><span class="elsevierStyleSup">1</span>Servicio de Medicina Preventiva&#44; Hospital Puerta del Mar&#44; C&#225;diz&#46; <span class="elsevierStyleSup">2</span>Escuela Universitaria de Ciencias de la Salud&#44; Universidad de C&#225;diz&#46; <span class="elsevierStyleSup">3</span>Escuela Andaluza de Salud P&#250;blica&#44; Granada&#46; <span class="elsevierStyleSup">4</span>&#193;rea de Medicina Preventiva&#44; Universidad de C&#225;diz&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Introducci&#243;n&#58;</span> Conocer la calidad de vida relacionada con la salud &#40;CVRS&#41; de los pacientes con cardiopat&#237;a isqu&#233;mica &#40;CI&#41; y los factores que influyen en ella&#44; no s&#243;lo desde el punto de vista f&#237;sico&#44; sino tambi&#233;n ps&#237;quico&#44; puede aportar una informaci&#243;n complementaria a la valoraci&#243;n cl&#237;nica tradicional de estos pacientes&#46; Por ello&#44; el objetivo de este trabajo es conocer los factores predictores de los dos componentes&#44; f&#237;sico y mental&#44; de la CVRS en pacientes con cardiopat&#237;a isqu&#233;mica&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> Se seleccion&#243; durante un periodo de 18 meses a 132 pacientes que ingresaron en un Servicio de Cardiolog&#237;a con diagn&#243;stico de infarto agudo de miocardio o angina inestable en base a criterios cl&#237;nicos&#44; bioqu&#237;micos y electrocardiogr&#225;ficos&#46; Se recogieron adem&#225;s de las variables cl&#237;nicas y sociodemogr&#225;ficas&#44; la presencia de posibles des&#243;rdenes mentales mediante el cuestionario General Health Questionnaire &#40;GHQ-28&#41;&#46; La CVRS se valor&#243; con el Cuestionario de Salud SF-36&#46; Para el estudio de las variables predictoras se construyeron dos modelos de regresi&#243;n lineal m&#250;ltiple&#44; empleando como variables respuestas las dos dimensiones resumen del SF-36&#58; componente f&#237;sico global &#40;CFG&#41; y componente mental global &#40;CMG&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> La presencia de un posible desorden mental era una variable predictora no s&#243;lo del CMG&#44; sino tambi&#233;n del CFG en los pacientes estudiados&#46; Adem&#225;s&#44; la edad aumentaba el CFG de la CVRS en los enfermos con antecedentes personales de CI&#44; mientras que en los pacientes sin antecedentes personales&#44; esta variable disminu&#237;a la valoraci&#243;n del CFG de la CVRS&#46; As&#237; mismo&#44; el sexo masculino&#44; el hecho de estar casado y la menor edad se asociaron con unas puntuaciones m&#225;s elevadas en el CMG de la CVRS&#46; Las variables incluidas en los modelos de regresi&#243;n explicaron respectivamente el 23&#37; de la variabilidad del CFG y el 28&#37; del CMG&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones&#58;</span> La edad&#44; el sexo&#44; el estado civil&#44; los antecedentes personales de cardiopat&#237;a isqu&#233;mica y la presencia de posible desorden mental son los factores m&#225;s predictores de la calidad de vida de los pacientes estudiados&#46; El conocimiento de estos factores permite incidir m&#225;s en aquellos grupos de pacientes que est&#225;n predispuestos a tener peor calidad de vida&#44; con atenci&#243;n no s&#243;lo a la esfera f&#237;sica&#44; sino tambi&#233;n a la mental&#44; ofreciendo as&#237; una valoraci&#243;n integral y una asistencia completa&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">029</span><span class="elsevierStyleBold">INCIDENCIA DE DIABETES MELLITUS EN CASTILLA Y LE&#211;N&#46; ESTIMACIONES PRELIMINARES DEL PROYECTO CODICYL</span></p><p class="elsevierStylePara"> A&#46; Tom&#225;s Vega&#44; Milagros Gil&#44; Socorro Fern&#225;ndez&#44; Rufino &#193;lamo&#46; En nombre del Grupo&#58; Red de M&#233;dicos Centinelas de Castilla y Le&#243;n</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Observatorio de Salud P&#250;blica&#44; Consejer&#237;a de Sanidad y Bienestar Social&#44; Valladolid&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Introducci&#243;n&#58;</span> La diabetes mellitus es una de las enfermedades m&#225;s frecuentes y m&#225;s invalidantes en los pa&#237;ses occidentales&#44; estim&#225;ndose la tasa de prevalencia entre el 3&#37; y el 6&#37; en el conjunto de la poblaci&#243;n&#44; seg&#250;n se considere solo la diabetes conocida o se incluya tambi&#233;n la desconocida&#46; Adem&#225;s&#44; los trastornos de la regulaci&#243;n de la glucemia suponen un aumento entre un 10&#37; y un 15&#37; de personas con este problema de salud e importante factor de riesgo cardiovascular&#46; El objetivo de este trabajo es estimar la incidencia de nuevos diagn&#243;sticos de diabetes en la poblaci&#243;n de Castilla y Le&#243;n y describir las variaciones por edad y sexo en el periodo de estudio&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> Se utilizan los datos de la cohorte de diab&#233;ticos de Castilla y Le&#243;n &#40;CODICyL&#41; de la Red de M&#233;dicos Centinelas de Castilla y Le&#243;n de los a&#241;os 2000&#44; 2001 y 2002&#46; Se incluyen los nuevos diagn&#243;sticos de diabetes mellitus realizados por los m&#233;dicos centinelas&#44; independientemente del tipo del criterio diagn&#243;stico utilizado&#46; Se considera poblaci&#243;n de referencia las tarjetas individuales sanitarias &#40;TIS&#41; asignadas a cada m&#233;dico participante&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> La tasa de incidencia de nuevos diagn&#243;sticos ha sido de 194&#44;85 casos por 100&#46;000 personas a&#241;o en todo el per&#237;odo de estudio &#40;IC95&#37;&#58; 193&#44;38-196&#44;32&#41;&#46; Las estimaciones anuales muestran unas tasas por 100&#46;000 habitantes de 214&#44;14 en 2000&#44; 142&#44;88 en 2001 y 229&#44;56 en 2002&#46; La incidencia en varones&#44; 201&#44;97 &#40;IC95&#37;&#58; 199&#44;87-204&#44;07&#41; es significativamente superior a la de las mujeres 187&#44;54 &#40;IC95&#37;&#58; 185&#44;48-189&#44;59&#41;&#46; Por grupos de edad&#44; el m&#225;ximo se alcanza entre los 60 y 64 a&#241;os&#44; con una tasa de 675&#44;35 casos por 100&#46;000 personas a&#241;o &#40;IC 95&#37;&#58; 661&#44;95-688&#44;74&#41;&#46; La mayor diferencia por sexo se encuentra en los grupos de edad de 45 a 49 &#40;316&#44;28 en varones frente a 67&#44;97 en mujeres&#41; y de 50 a 54 a&#241;os &#40;444&#44;91 en varones frente a 284&#44;66 en mujeres&#46;&#41;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones&#58;</span> Las estimaciones realizadas suponen que cada a&#241;o se diagnostican en Castilla y Le&#243;n cerca de 5&#46;000 diab&#233;ticos nuevos&#46; Un an&#225;lisis de los casos con un criterio diagn&#243;stico estricto &#40;ADA 1997 y OMS 1998&#41; podr&#237;a modificar ligeramente estas estimaciones&#46; Llama la atenci&#243;n la mayor tasa de incidencia en varones&#44; en consonancia con trabajos previos en los que se aprecia un cambio de tendencia en el sexo&#44; posiblemente debida a un mejor y m&#225;s precoz diagn&#243;stico en la poblaci&#243;n laboral masculina&#46; La baja incidencia de 2001 podr&#237;a deberse a un exceso de diagn&#243;sticos de poblaci&#243;n de riesgo al comienzo del estudio en 2000&#46; Una serie m&#225;s completa permitir&#225; estabilizar las tasas de incidencia anual&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">030</span><span class="elsevierStyleBold">UTILIDAD DE UN REGISTRO DE ENFERMOS RENALES CR&#211;NICOS PARA EL ESTUDIO DE LAS ENFERMEDADES RARAS &#40;ER&#41;</span></p><p class="elsevierStylePara"> Maria Jos&#233; Garcia-Blasco&#44; &#211;scar Zurriaga Llorens&#44; Susana Bosch S&#225;nchez&#44; Miguel Angel Mart&#237;nez-Beneito&#44; Alberto Amador Iscla&#44; Javier Pe&#241;alver Herrero&#44; Trinidad Molins Estell&#233;s</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Servicio de Epidemiolog&#237;a&#44; Conselleria de Sanitat&#44; Valencia&#44; Espa&#241;a&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes&#58;</span> La Uni&#243;n Europea &#40;UE&#41; ha considerado como ER aquellas cuya prevalencia es de menos de 5 por 10&#46;000 habitantes&#46; Este concepto es controvertido y l&#225;bil por la dificultad&#44; en muchos casos&#44; de conseguir encuadrar&#44; con la informaci&#243;n existente&#44; una enfermedad concreta como ER&#46; Un registro de enfermos renales cr&#243;nicos recoge informaci&#243;n sistematizada acerca de la Insuficiencia Renal Cr&#243;nica Terminal en tratamiento sustitutivo &#40;IRC&#41;&#44; clasificando a los enfermos seg&#250;n la Enfermedad Renal Primaria &#40;ERP&#41; que la produce&#46; El objetivo del estudio es valorar la utilidad&#44; en nuestro medio&#44; de un registro de enfermos renales para la identificaci&#243;n de ER&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> Se calcula la prevalencia por 10000 habitantes de la ERP de los 4294 pacientes del Registro de Enfermos Renales de la Comunidad Valenciana &#40;REMRENAL&#41; hasta el 31&#47;12&#47;2001&#44; agrupadas en nueve categor&#237;as &#40;Desconocida&#44; Enfermedad Poliqu&#237;stica &#40;EP&#41;&#44; Glomerulonefritis &#40;GN&#41;&#44; Hereditarias y Cong&#233;nitas &#40;H&#47;C&#41;&#44; Nefropat&#237;a Diab&#233;tica&#44; Pielonefritis&#47;Nefritis Intersticial&#44; Sist&#233;micas &#40;SIST&#41;&#44; Vasculares &#40;VASC&#41; y Otras&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"> Se contrasta las ERP registradas en el REMRENAL con la lista alfab&#233;tica de ER de la p&#225;gina http&#58;&#47;&#47;cisat&#46;isciii&#46;es&#47;er&#47;&#44; calcul&#225;ndose la prevalencia por 10&#46;000 de las encontradas en la misma&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> Las tasas de prevalencia de las ERP agrupadas oscilan entre 2&#44;24 x 10&#46;000 del grupo de las Desconocidas y 2&#44;13 x 10&#46;000 de las GN con las cifras m&#225;s altas y el 0&#44;47 x 10&#46;000 y 0&#44;53 de las SIST y H&#47;C respectivamente con las cifras m&#225;s bajas&#46; La Enf&#46; Poliqu&#237;stica renal tiene una prevalencia de 0&#44;92&#46; No se calcula el Intervalo de Confianza de las prevalencias porque el REMRENAL es un registro exhaustivo y de base poblacional&#46; Del contraste entre listas se obtienen 18 ERP comunes&#44; de las que 7 son Nefropat&#237;as Congenitas&#47;Hereditarias&#44; 2 son GN y 9 Vasculopat&#237;as y Sist&#233;micas&#59; afectando a 387 pacientes &#40;9 &#37;&#41; del total registrado&#46; Las prevalencias m&#225;s bajas son la GN por Crioglobulinemia &#40;0&#44;002 x 10&#46;000&#41;&#44; la Enfermedad de Fabry &#40;0&#44;005&#41;&#44; la Oxalosis Primaria &#40;0&#44;012&#41; y la Esclerodermia &#40;0&#44;007&#41; y las m&#225;s altas la Nefropat&#237;a por IGA &#40;0&#44;246&#41;&#44; el Lupus Eritematoso Diseminado &#40;0&#44;169&#41;&#44; la Amiloidosis &#40;0&#44;097&#41; y el Sdr&#46; de Alport &#40;0&#44;067&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones&#58;</span> Algunas de las ERP recogidas en el REMRENAL pueden considerarse ER&#44; seg&#250;n el concepto de la UE&#46; El 9 &#37; de los enfermos con IRC tienen su ERP incluida en la lista alfab&#233;tica de ER y algunas de ellas tienen muy baja prevalencia&#46; Un registro de enfermos renales es una fuente de informaci&#243;n &#250;til para la identificaci&#243;n y&#47;o estudio de las ER&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">031</span><span class="elsevierStyleBold">HIPERHOMOCISTEINEMIA COMO FACTOR PREDICTOR DE ENFERMEDAD CARDIOVASCULAR</span></p><p class="elsevierStylePara"> Margarita Villar<span class="elsevierStyleSup">1</span>&#44; Soledad Ca&#241;ellas<span class="elsevierStyleSup">2</span>&#44; Raquel Boix<span class="elsevierStyleSup">2</span>&#44; M&#170; Jos&#233; Medrano<span class="elsevierStyleSup">2</span>&#44; Jose Manuel del Rey Sanchez<span class="elsevierStyleSup">3</span>&#44; Concepci&#243;n Moro<span class="elsevierStyleSup">4</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic"><span class="elsevierStyleSup">1</span>Centro de Salud San Juan de la Cruz&#44; IMSALUD&#44; Pozuelo &#40;Madrid&#41;&#44; Espa&#241;a&#46; <span class="elsevierStyleSup">2</span>Centro Nacional de Epidemiolog&#237;a&#44; Instituto de Salud Carlos III&#44; Madrid&#44; Espa&#241;a&#46; <span class="elsevierStyleSup">3</span>Servicio de Bioqu&#237;mica&#44; Hospital Ram&#243;n y Cajal&#44; Madrid&#44; Espa&#241;a&#46; <span class="elsevierStyleSup">4</span>Servicio de Cardiolog&#237;a&#44; Hospital Ram&#243;n y Cajal&#44; Madrid&#44; Espa&#241;a&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes&#58;</span> Los niveles elevados de homociste&#237;na &#40;hcy&#41; se asocian con un mayor riesgo de padecer enfermedades cardiovasculares&#46; El nivel plasm&#225;tico de hcy est&#225; determinado por factores gen&#233;ticos y por los niveles de &#225;cido f&#243;lico&#44; vitamina B12 y vitamina B6&#46; El objetivo de este estudio es determinar los valores de referencia que pueden ser considerados como hiperhomocisteinemia en poblaci&#243;n general&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> Estudio transversal realizado entre todas las personas que acudieron a un Centro de Salud en la Comunidad de Madrid por cualquier motivo durante el per&#237;odo 1999-2001&#46; La informaci&#243;n sociodemogr&#225;fica&#44; de factores de riesgo y antecedentes personales se recogi&#243; a trav&#233;s de un cuestionario y los niveles de hcy y otros par&#225;metros bioqu&#237;micos mediante anal&#237;tica sangu&#237;nea&#46; La poblaci&#243;n se dividi&#243; en dos subgrupos&#58; uno con antecedentes de enfermedad cardiovascular y el otro sano y con un nivel &#243;ptimo de vitaminas&#46; Se calcularon los percentiles de hcy y los niveles que mejor discriminaban a la poblaci&#243;n de menor riesgo de la de mayor riesgo cardiovascular mediante t&#233;cnicas de regresi&#243;n log&#237;stica y an&#225;lisis de curvas ROC con el programa estad&#237;stico Stata&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> El n&#250;mero de participantes en el estudio fue de 1&#46;636&#44; con una media de edad de 45 a&#241;os &#40;DE &#61; 16&#44;3&#41;&#44; el 49&#37; eran hombres y el 51&#37; mujeres&#46; Tuvieron alg&#250;n antecedente cardiovascular el 3&#44;1&#37; y el 24&#37; era poblaci&#243;n sana con un nivel &#243;ptimo de &#225;cido f&#243;lico y vitaminas B12 y B6 en sangre&#46; La concentraci&#243;n plasm&#225;tica de hcy fue de 10&#44;7 &#177; 4&#44;1 &#181;mol&#47;L en hombres y de 8&#44;5 &#177; 2&#44;9 &#181;mol&#47;L en mujeres con una diferencia estad&#237;sticamente significativa &#40;p &#60; 0&#44;01&#41;&#46; El nivel de hcy que mejor discriminaba el riesgo de presentar enfermedad cardiovascular en hombres fue de 10&#44;85 &#181;mol&#47;L&#44; con una sensibilidad del 59&#37; y una especificidad del 73&#37;&#44; que se corresponde con el percentil 60 de la distribuci&#243;n de hcy en hombres en poblaci&#243;n general&#59; y de 9&#44;57 &#181;mol&#47;L en mujeres&#44; con una sensibilidad del 50&#37; y una especificidad del 83&#37;&#44; que se corresponde con el percentil 70 de la distribuci&#243;n de hcy en mujeres en poblaci&#243;n general&#46; El &#225;rea bajo la curva ROC&#44; con un modelo de regresi&#243;n log&#237;stica ajustado por edad y sexo&#44; es de un 93&#37; con una OR de 1&#44;14 y p &#60; 0&#44;027&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones&#58;</span> Se pueden establecer como valores de referencia de hiperhomocisteinemia los niveles que optimizan la diferencia entre una poblaci&#243;n sana de otra con enfermedad cardiovascular&#46; Aunque la sensibilidad y la especificidad obtenidas en nuestro estudio pueden considerarse no adecuadas para una prueba diagn&#243;stica&#44; pueden ser admitidas para una prueba pron&#243;stica&#44; como ser&#237;a el caso de la determinaci&#243;n de hcy para evaluar el riesgo cardiovascular&#46; La relativamente baja especificidad implica&#44; sin embargo&#44; que la determinaci&#243;n de hcy no debe utilizarse como prueba aislada de screening para la estratificaci&#243;n del riesgo cardiovascular&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">032</span><span class="elsevierStyleBold">CONSUMO DE FRUTAS Y VERDURAS E HIPERTENSI&#211;N ARTERIAL&#58; AN&#193;LISIS BASAL DE LA COHORTE SUN</span></p><p class="elsevierStylePara"> &#193;lvaro Alonso&#42;&#44; Miguel &#193;ngel Mart&#237;nez-Gonz&#225;lez&#42;&#42;&#44; Carmen de la Fuente&#42;&#42;&#44; Almudena S&#225;nchez-Villegas&#42;&#42;&#44; Nerea Eg&#252;&#233;s Olaz&#225;bal&#42;&#44; Manuel Serrano Mart&#237;nez&#42;&#42;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">&#42;S&#46; Medicina Preventiva y Gesti&#243;n de la Calidad Hospitalarias&#44; Hospital Virgen del Camino&#44; Pamplona&#44; Espa&#241;a&#46; &#42;&#42;Unidad de Epidemiolog&#237;a y Salud P&#250;blica&#44; Universidad de Navarra&#44; Pamplona&#44; Espa&#241;a&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedente y objetivos&#58;</span> Un alto consumo de frutas y verduras se ha asociado a una disminuci&#243;n de las cifras de presi&#243;n arterial&#46; Parte del beneficio cardiovascular atribuido a la dieta mediterr&#225;nea podr&#237;a ser explicado por esta relaci&#243;n&#46; El objetivo del presente trabajo fue valorar la asociaci&#243;n del consumo de frutas y verduras con unas cifras de presi&#243;n arterial elevada en personas sin diagn&#243;stico previo de hipertensi&#243;n arterial &#40;HTA&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> An&#225;lisis transversal de los primeros 8830 individuos del estudio SUN &#40;Seguimiento Universidad de Navarra&#41;&#44; cohorte prospectiva de graduados universitarios&#44; reclutados mediante cuestionarios enviados por correo&#46; Se excluyeron aquellos individuos con enfermedad cardiovascular&#44; c&#225;ncer&#44; diabetes o diagn&#243;stico de HTA&#46; La dieta se valor&#243; mediante un cuestionario de frecuencia de consumo de alimentos previamente validado en Espa&#241;a&#46; En el cuestionario inicial se preguntaba por el nivel de presi&#243;n arterial sist&#243;lica y diast&#243;lica &#40;PAS y PAD&#44; respectivamente&#41;&#46; Se consider&#243; presi&#243;n arterial elevada si se refer&#237;a una PAS &#61;140 o una PAD &#61;90&#46; Se calcularon razones de prevalencia &#40;RP&#41; y sus intervalos de confianza para presi&#243;n arterial elevada mediante regresi&#243;n log&#237;stica no condicionada&#44; ajustando por edad&#44; sexo&#44; &#237;ndice de masa corporal &#40;IMC&#41;&#44; actividad f&#237;sica y consumo de alcohol&#44; utilizando como variable independiente principal los quintiles de consumo de verdura y fruta separadamente&#44; ajustados por energ&#237;a seg&#250;n el m&#233;todo de residuales&#44; y sumando ambos consumos&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> En los 4&#46;505 individuos elegibles para este estudio&#44; 231 cumplieron los criterios de tensi&#243;n arterial elevada&#46; Ajustando por edad&#44; sexo&#44; IMC&#44; actividad f&#237;sica y consumo de alcohol&#44; las RP &#40;intervalo de confianza &#40;IC&#41; al 95&#37;&#41; de tensi&#243;n arterial elevada de los quintiles de consumo de verdura 2&#44; 3&#44; 4 y 5 frente al 1 fueron 0&#44;82 &#40;0&#44;55-1&#44;22&#41;&#44; 0&#44;85 &#40;0&#44;57-1&#44;27&#41;&#44; 0&#44;65 &#40;0&#44;42-1&#44;01&#41;&#44; 0&#44;67 &#40;0&#44;43-1&#44;04&#41; respectivamente &#40;p de tendencia &#61; 0&#44;051&#41; y de 0&#44;93 &#40;0&#44;61-1&#44;41&#41;&#44; 0&#44;87 &#40;0&#44;57-1&#44;32&#41;&#44; 0&#44;86 &#40;0&#44;56-1&#44;33&#41;&#44; 0&#44;74 &#40;0&#44;47-1&#44;17&#41; para los quintiles de consumo de fruta 2&#44; 3&#44; 4 y 5 frente al 1 &#40;p de tendencia &#61; 0&#44;198&#41;&#46; Las estimaciones puntuales eran similares ajustando simult&#225;neamente por el consumo de fibra y potasio &#40;RP de quintiles 2&#44; 3&#44; 4 y 5 frente al 1&#186;&#58; verdura 0&#44;77&#44; 0&#44;78&#44; 0&#44;62 y 0&#44;62&#59; fruta 0&#44;93&#44; 0&#44;85&#44; 0&#44;89 y 0&#44;77&#41;&#46; La RP en aquellos individuos en el cuartil superior de consumo de ambos grupos de alimentos simult&#225;neamente fue de 0&#44;28 &#40;IC 95&#37; 0&#44;14-0&#44;59&#44; p&#60;0&#44;001&#41;&#44; y de 0&#44;18 &#40;0&#44;07-0&#44;48&#41; al ajustar por consumo de potasio y fibra&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusi&#243;n&#58;</span> El consumo elevado de fruta y verdura se asocia a un menor riesgo de tener presi&#243;n arterial elevada&#46; Esta disminuci&#243;n de riesgo no se debe &#250;nicamente a su contenido en potasio y fibra&#46; Esta asociaci&#243;n puede ser uno de los mecanismos por los que el patr&#243;n de dieta mediterr&#225;nea reduzca el riesgo de eventos cardiovasculares&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">033</span><span class="elsevierStyleBold">INTERVENCI&#211;N MULTIFACTORIAL EN PACIENTES HIPERTENSOS&#44; EFECTO EN EL CUMPLIMIENTO FARMACOL&#211;GICO Y CONTROL DE LA PRESI&#211;N ARTERIAL&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara"> Alfonso Leiva&#42;&#44; Anna Arnau&#42;&#44; Manel Pladevall&#42;&#42;&#44; Carles Brotons&#42;&#42;&#44; Rafael Gabriel&#42;&#42;&#44; In&#233;s Montiel&#42;&#42;&#44; Joan Feixas&#42;&#42;&#44; Jaume Plana&#42;&#42;&#44; Angeles Casals&#42;&#42;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">&#42;Fundaci&#243; d&#39;Osona per a la Recerca i l&#39;Educaci&#243; Sanit&#224;ries&#44; Hospital General de Vic&#46; &#42;&#42;Investigadores del Estudio Cooperativo COM99&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos&#58;</span> El objetivo de este estudio fue determinar el efecto en pacientes hipertensos de una intervenci&#243;n multifactorial en el cumplimiento con la medicaci&#243;n hipertensiva y en la disminuci&#243;n de la presi&#243;n arterial &#40;PA&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> Ensayo cl&#237;nico multic&#233;ntrico aleatorizado por conglomerados&#44; noventa m&#233;dicos procedentes de Hospitales y Centros de Atenci&#243;n Primaria fueron distribuidos aleatoriamente al grupo intervenci&#243;n &#40;I&#41; o control &#40;C&#41;&#46; Se incluyeron pacientes mayores de 49 a&#241;os&#44; con hipertensi&#243;n sist&#243;lica y&#47;o diast&#243;lica no controlada y con un riesgo cardiovascular elevado o muy elevado seg&#250;n la estratificaci&#243;n del riesgo de la OMS-SIH &#40;1999&#41;&#46; En el grupo I se aplic&#243; una intervenci&#243;n multifactorial &#40;comportamiento&#44; cognitiva y de soporte social&#41;&#46; La valoraci&#243;n del cumplimiento se realiz&#243; durante los seis primeros meses utilizando un contenedor de pastillas&#44; este contenedor dispon&#237;a de un dispositivo electr&#243;nico que registraba cada vez que era abierto&#44; sistema eDEM &#40;AARDEX<span class="elsevierStyleSup">&#174;</span>&#41;&#44; la PA &#40;media de tres determinaciones impresas&#41; se determinaba en cada visita con un esfigmoman&#243;metro semiautom&#225;tico validado &#40;OMROM 750-CP&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> Novecientos diecisiete pacientes se incluyeron en este estudio&#46; Las caracter&#237;sticas basales de estos pacientes mostraron que ambos grupos eran comparables respecto al sexo&#44; edad&#44; n&#250;mero de f&#225;rmacos&#44; diabetes mellitus&#44; duraci&#243;n de la hipertensi&#243;n&#44; &#237;ndice de masa corporal&#44; h&#225;bito tab&#225;quico&#44; creatinina&#44; n&#250;mero de &#243;rganos da&#241;ados&#47;enfermedades cardiovasculares presentes&#46; Las cifras b&#225;sales de PAS y PAD fueron 159&#44;6 &#177; 14&#44;4&#47;86&#44;7 &#177; 10&#44;4 grupo C y 161&#44;5 &#177; 16&#44;4&#47;88&#44;2 &#177; 11&#44;25 en el grupo I&#46; Los m&#233;dicos fueron tambi&#233;n comparables en edad&#44; sexo y formaci&#243;n&#46; Considerando cumplidor a aquellos que superaban un 80&#37; de cumplimiento con la medicaci&#243;n obtuvimos que el 89&#44;4&#37; eran cumplidores en el grupo control y el 91&#44;7&#37; en el grupo intervenci&#243;n&#44; a los seis meses de seguimiento&#46; La diferencia de medias para la PAS&#44; a los seis meses de seguimiento&#44; en el grupo C fue de -10&#44;1 &#177; 18&#44;1 y de -13&#44;4 &#177; 19&#44;2 &#40;p &#61; 0&#44;041&#41; en el grupo I&#46; La diferencia de medias para la PAD&#44; en el grupo C fue de -4&#44;6 &#177; 9&#44;1 y de -5&#44;6 &#177; 10&#44;1 &#40;p &#61; 0&#44;211&#41; en el grupo I&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones&#58;</span> Despu&#233;s de seis meses de realizar una intervenci&#243;n multifactorial no se aprecian diferencias significativas en cuanto al cumplimiento con la medicaci&#243;n&#46; Pero sin embargo se aprecia un diferencia estad&#237;sticamente significativa en la reducci&#243;n de la PAS&#46;</p>"
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Vol. 17. Núm. S2.
XXI REUNIÓN CIENTÍFICA DE LA SOCIEDAD ESPAÑOLA DE EPIDEMIOLOGÍA, CONJUNTA CON LA FEDERACIÓN EUROPEA DE EPIDEMIOLOGIA DE LA ASOCIACIÓN INTERNACIONAL DE EPIDEMIOLOGÍA
Páginas 59-60 (octubre 2003)
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XXI REUNIÓN CIENTÍFICA DE LA SOCIEDAD ESPAÑOLA DE EPIDEMIOLOGÍA, CONJUNTA CON LA FEDERACIÓN EUROPEA DE EPIDEMIOLOGIA DE LA ASOCIACIÓN INTERNACIONAL DE EPIDEMIOLOGÍA
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Comunicaciones orales : Enfermedades cardiovasculares/otras enfermedades crónicas
Cardiovascular and other chronic diseases
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Jueves 2 de Octubre / Thursday 2, October

9:00:00 a/to 11:00:00

Moderador/Chairperson:

Antonio Segura

027DESARROLLO DE UN CUESTIONARIO SENCILLO PARA ESTIMAR CUANTITATIVAMENTE LA ADHESIÓN A UN PATRÓN DIETÉTICO MEDITERRÁNEO CARDIOPROTECTOR

Miguel Ángel Martínez-González*, Carmen de la Fuente*, Manuel Serrano-Martínez*, Álvaro Alonso**, J. Alfredo Martínez***

*Unidad de Epidemiología y Salud Pública, Universidad de Navarra, Pamplona, España. **Medicina Preventiva y Gestión de la Calidad Hospitalarias, Hospital Virgen del Camino, Pamplona, España. ***Departamento de Fisiología y Nutrición, Universidad de Navarra, Pamplona, España.

Antecedentes y objetivos: Diseñar un cuestionario sencillo, fácilmente inteligible y aplicable brevemente para cuantificar el grado de adhesión al patrón clásico de Dieta Mediterránea, y así facilitar la intervención para el cambio de comportamiento dietético. Se incluyeron los aspectos que más recientemente se han identificado como protectores en estudios de epidemiología nutricional (baja carga glucémica, alta ingesta de fibra, consumo de cereales integrales) y que vienen a coincidir con el patrón de dieta clásico de las viejas culturas mediterráneas.

Métodos: Se tomaron como base los datos de un estudio de casos y controles que (ajustando por energía y cuantificando las exposiciones en g/persona/día) halló un papel protector muy importante para un patrón combinado de dieta mediterránea. Basándonos en raciones de alimentos sencillas de calcular buscamos los puntos de corte que mejor clasificaban a los participantes en adherentes o no adherentes al patrón mediterráneo cardioprotector. Se usaron después estos criterios para elaborar un cuestionario con 9 preguntas. Se calcularon odds ratios (OR) crudas y ajustadas para las distintas puntuaciones obtenidas en el cuestionario, utilizando modelos de regresión logística condicional con 171 parejas de casos y controles.

Resultados: El cuestionario tenía 9 ítems. Asignaba 1 punto por cada una de 6 exposiciones protectoras: aceite de oliva (=1 cucharada/día); frutas (= 1 piezas /día); verduras (=1 raciones/día); legumbres (= 2 raciones/semana); pescado (=3 raciones/semana) y vino (= 2 vasos/sem). Se asignaba 1 punto si el consumo de cárnicos (incluyendo embutidos) era bajo (< 1 ración/día). Para valorar indirectamente si la carga glucémica era baja se asignó 1 punto bien cuando simultáneamente se cumplía el criterio de consumir poco pan blanco (< 2/día) y poco arroz blanco (< 1/semana) o bien cuando se consumía gran cantidad de cereal integral (pan negro =5-6 veces/semana). Para dar mayor relieve a una alta ingesta de fibra se añadía otro punto si se cumplían simultáneamente los criterios para frutas y verduras (ambas =1/día). Con estos criterios los resultados respecto al riesgo relativo de infarto de miocardio no fatal (expresado como OR y sus intervalos de confianza al 95%, IC95%) para los individuos con 3-4 puntos, 5-6 puntos y 7-9 puntos, frente a aquellos con 1-2 puntos fueron 0,29 (0,06-1,41), 0,21 (0,04-0,97) y 0,21 (0,04-0,99), ajustando por sexo, edad, y diversos factores de riesgo cardiovascular.

Conclusiones: Los resultados del estudio de casos y controles ofrecen una información que sugiere la validez de este método sencillo para valorar la adhesión al patrón de dieta mediterránea, se sugiere que una adhesión media (5-6 puntos) ofrece una importante reducción del riesgo coronario, pero no se consiguen ulteriores reducciones con una adhesión más alta a este patrón.

028FACTORES PREDICTORES DE LOS COMPONENTES FÍSICO Y MENTAL DE LA CALIDAD DE VIDA EN PACIENTES CON CARDIOPATÍA ISQUÉMICA

María Soto Torres1, Inmaculada Failde Martínez2, Soledad Márquez Calderón3, Encarnación Benítez Rodríguez1, Ignacio Ramos Díaz4, Antonio Barba Chacón2, Fernando López Fernández1

1Servicio de Medicina Preventiva, Hospital Puerta del Mar, Cádiz. 2Escuela Universitaria de Ciencias de la Salud, Universidad de Cádiz. 3Escuela Andaluza de Salud Pública, Granada. 4Área de Medicina Preventiva, Universidad de Cádiz.

Introducción: Conocer la calidad de vida relacionada con la salud (CVRS) de los pacientes con cardiopatía isquémica (CI) y los factores que influyen en ella, no sólo desde el punto de vista físico, sino también psíquico, puede aportar una información complementaria a la valoración clínica tradicional de estos pacientes. Por ello, el objetivo de este trabajo es conocer los factores predictores de los dos componentes, físico y mental, de la CVRS en pacientes con cardiopatía isquémica.

Métodos: Se seleccionó durante un periodo de 18 meses a 132 pacientes que ingresaron en un Servicio de Cardiología con diagnóstico de infarto agudo de miocardio o angina inestable en base a criterios clínicos, bioquímicos y electrocardiográficos. Se recogieron además de las variables clínicas y sociodemográficas, la presencia de posibles desórdenes mentales mediante el cuestionario General Health Questionnaire (GHQ-28). La CVRS se valoró con el Cuestionario de Salud SF-36. Para el estudio de las variables predictoras se construyeron dos modelos de regresión lineal múltiple, empleando como variables respuestas las dos dimensiones resumen del SF-36: componente físico global (CFG) y componente mental global (CMG).

Resultados: La presencia de un posible desorden mental era una variable predictora no sólo del CMG, sino también del CFG en los pacientes estudiados. Además, la edad aumentaba el CFG de la CVRS en los enfermos con antecedentes personales de CI, mientras que en los pacientes sin antecedentes personales, esta variable disminuía la valoración del CFG de la CVRS. Así mismo, el sexo masculino, el hecho de estar casado y la menor edad se asociaron con unas puntuaciones más elevadas en el CMG de la CVRS. Las variables incluidas en los modelos de regresión explicaron respectivamente el 23% de la variabilidad del CFG y el 28% del CMG.

Conclusiones: La edad, el sexo, el estado civil, los antecedentes personales de cardiopatía isquémica y la presencia de posible desorden mental son los factores más predictores de la calidad de vida de los pacientes estudiados. El conocimiento de estos factores permite incidir más en aquellos grupos de pacientes que están predispuestos a tener peor calidad de vida, con atención no sólo a la esfera física, sino también a la mental, ofreciendo así una valoración integral y una asistencia completa.

029INCIDENCIA DE DIABETES MELLITUS EN CASTILLA Y LEÓN. ESTIMACIONES PRELIMINARES DEL PROYECTO CODICYL

A. Tomás Vega, Milagros Gil, Socorro Fernández, Rufino Álamo. En nombre del Grupo: Red de Médicos Centinelas de Castilla y León

Observatorio de Salud Pública, Consejería de Sanidad y Bienestar Social, Valladolid.

Introducción: La diabetes mellitus es una de las enfermedades más frecuentes y más invalidantes en los países occidentales, estimándose la tasa de prevalencia entre el 3% y el 6% en el conjunto de la población, según se considere solo la diabetes conocida o se incluya también la desconocida. Además, los trastornos de la regulación de la glucemia suponen un aumento entre un 10% y un 15% de personas con este problema de salud e importante factor de riesgo cardiovascular. El objetivo de este trabajo es estimar la incidencia de nuevos diagnósticos de diabetes en la población de Castilla y León y describir las variaciones por edad y sexo en el periodo de estudio.

Métodos: Se utilizan los datos de la cohorte de diabéticos de Castilla y León (CODICyL) de la Red de Médicos Centinelas de Castilla y León de los años 2000, 2001 y 2002. Se incluyen los nuevos diagnósticos de diabetes mellitus realizados por los médicos centinelas, independientemente del tipo del criterio diagnóstico utilizado. Se considera población de referencia las tarjetas individuales sanitarias (TIS) asignadas a cada médico participante.

Resultados: La tasa de incidencia de nuevos diagnósticos ha sido de 194,85 casos por 100.000 personas año en todo el período de estudio (IC95%: 193,38-196,32). Las estimaciones anuales muestran unas tasas por 100.000 habitantes de 214,14 en 2000, 142,88 en 2001 y 229,56 en 2002. La incidencia en varones, 201,97 (IC95%: 199,87-204,07) es significativamente superior a la de las mujeres 187,54 (IC95%: 185,48-189,59). Por grupos de edad, el máximo se alcanza entre los 60 y 64 años, con una tasa de 675,35 casos por 100.000 personas año (IC 95%: 661,95-688,74). La mayor diferencia por sexo se encuentra en los grupos de edad de 45 a 49 (316,28 en varones frente a 67,97 en mujeres) y de 50 a 54 años (444,91 en varones frente a 284,66 en mujeres.)

Conclusiones: Las estimaciones realizadas suponen que cada año se diagnostican en Castilla y León cerca de 5.000 diabéticos nuevos. Un análisis de los casos con un criterio diagnóstico estricto (ADA 1997 y OMS 1998) podría modificar ligeramente estas estimaciones. Llama la atención la mayor tasa de incidencia en varones, en consonancia con trabajos previos en los que se aprecia un cambio de tendencia en el sexo, posiblemente debida a un mejor y más precoz diagnóstico en la población laboral masculina. La baja incidencia de 2001 podría deberse a un exceso de diagnósticos de población de riesgo al comienzo del estudio en 2000. Una serie más completa permitirá estabilizar las tasas de incidencia anual.

030UTILIDAD DE UN REGISTRO DE ENFERMOS RENALES CRÓNICOS PARA EL ESTUDIO DE LAS ENFERMEDADES RARAS (ER)

Maria José Garcia-Blasco, Óscar Zurriaga Llorens, Susana Bosch Sánchez, Miguel Angel Martínez-Beneito, Alberto Amador Iscla, Javier Peñalver Herrero, Trinidad Molins Estellés

Servicio de Epidemiología, Conselleria de Sanitat, Valencia, España.

Antecedentes: La Unión Europea (UE) ha considerado como ER aquellas cuya prevalencia es de menos de 5 por 10.000 habitantes. Este concepto es controvertido y lábil por la dificultad, en muchos casos, de conseguir encuadrar, con la información existente, una enfermedad concreta como ER. Un registro de enfermos renales crónicos recoge información sistematizada acerca de la Insuficiencia Renal Crónica Terminal en tratamiento sustitutivo (IRC), clasificando a los enfermos según la Enfermedad Renal Primaria (ERP) que la produce. El objetivo del estudio es valorar la utilidad, en nuestro medio, de un registro de enfermos renales para la identificación de ER.

Métodos: Se calcula la prevalencia por 10000 habitantes de la ERP de los 4294 pacientes del Registro de Enfermos Renales de la Comunidad Valenciana (REMRENAL) hasta el 31/12/2001, agrupadas en nueve categorías (Desconocida, Enfermedad Poliquística (EP), Glomerulonefritis (GN), Hereditarias y Congénitas (H/C), Nefropatía Diabética, Pielonefritis/Nefritis Intersticial, Sistémicas (SIST), Vasculares (VASC) y Otras).

Se contrasta las ERP registradas en el REMRENAL con la lista alfabética de ER de la página http://cisat.isciii.es/er/, calculándose la prevalencia por 10.000 de las encontradas en la misma.

Resultados: Las tasas de prevalencia de las ERP agrupadas oscilan entre 2,24 x 10.000 del grupo de las Desconocidas y 2,13 x 10.000 de las GN con las cifras más altas y el 0,47 x 10.000 y 0,53 de las SIST y H/C respectivamente con las cifras más bajas. La Enf. Poliquística renal tiene una prevalencia de 0,92. No se calcula el Intervalo de Confianza de las prevalencias porque el REMRENAL es un registro exhaustivo y de base poblacional. Del contraste entre listas se obtienen 18 ERP comunes, de las que 7 son Nefropatías Congenitas/Hereditarias, 2 son GN y 9 Vasculopatías y Sistémicas; afectando a 387 pacientes (9 %) del total registrado. Las prevalencias más bajas son la GN por Crioglobulinemia (0,002 x 10.000), la Enfermedad de Fabry (0,005), la Oxalosis Primaria (0,012) y la Esclerodermia (0,007) y las más altas la Nefropatía por IGA (0,246), el Lupus Eritematoso Diseminado (0,169), la Amiloidosis (0,097) y el Sdr. de Alport (0,067).

Conclusiones: Algunas de las ERP recogidas en el REMRENAL pueden considerarse ER, según el concepto de la UE. El 9 % de los enfermos con IRC tienen su ERP incluida en la lista alfabética de ER y algunas de ellas tienen muy baja prevalencia. Un registro de enfermos renales es una fuente de información útil para la identificación y/o estudio de las ER.

031HIPERHOMOCISTEINEMIA COMO FACTOR PREDICTOR DE ENFERMEDAD CARDIOVASCULAR

Margarita Villar1, Soledad Cañellas2, Raquel Boix2, Mª José Medrano2, Jose Manuel del Rey Sanchez3, Concepción Moro4

1Centro de Salud San Juan de la Cruz, IMSALUD, Pozuelo (Madrid), España. 2Centro Nacional de Epidemiología, Instituto de Salud Carlos III, Madrid, España. 3Servicio de Bioquímica, Hospital Ramón y Cajal, Madrid, España. 4Servicio de Cardiología, Hospital Ramón y Cajal, Madrid, España.

Antecedentes: Los niveles elevados de homocisteína (hcy) se asocian con un mayor riesgo de padecer enfermedades cardiovasculares. El nivel plasmático de hcy está determinado por factores genéticos y por los niveles de ácido fólico, vitamina B12 y vitamina B6. El objetivo de este estudio es determinar los valores de referencia que pueden ser considerados como hiperhomocisteinemia en población general.

Métodos: Estudio transversal realizado entre todas las personas que acudieron a un Centro de Salud en la Comunidad de Madrid por cualquier motivo durante el período 1999-2001. La información sociodemográfica, de factores de riesgo y antecedentes personales se recogió a través de un cuestionario y los niveles de hcy y otros parámetros bioquímicos mediante analítica sanguínea. La población se dividió en dos subgrupos: uno con antecedentes de enfermedad cardiovascular y el otro sano y con un nivel óptimo de vitaminas. Se calcularon los percentiles de hcy y los niveles que mejor discriminaban a la población de menor riesgo de la de mayor riesgo cardiovascular mediante técnicas de regresión logística y análisis de curvas ROC con el programa estadístico Stata.

Resultados: El número de participantes en el estudio fue de 1.636, con una media de edad de 45 años (DE = 16,3), el 49% eran hombres y el 51% mujeres. Tuvieron algún antecedente cardiovascular el 3,1% y el 24% era población sana con un nivel óptimo de ácido fólico y vitaminas B12 y B6 en sangre. La concentración plasmática de hcy fue de 10,7 ± 4,1 µmol/L en hombres y de 8,5 ± 2,9 µmol/L en mujeres con una diferencia estadísticamente significativa (p < 0,01). El nivel de hcy que mejor discriminaba el riesgo de presentar enfermedad cardiovascular en hombres fue de 10,85 µmol/L, con una sensibilidad del 59% y una especificidad del 73%, que se corresponde con el percentil 60 de la distribución de hcy en hombres en población general; y de 9,57 µmol/L en mujeres, con una sensibilidad del 50% y una especificidad del 83%, que se corresponde con el percentil 70 de la distribución de hcy en mujeres en población general. El área bajo la curva ROC, con un modelo de regresión logística ajustado por edad y sexo, es de un 93% con una OR de 1,14 y p < 0,027.

Conclusiones: Se pueden establecer como valores de referencia de hiperhomocisteinemia los niveles que optimizan la diferencia entre una población sana de otra con enfermedad cardiovascular. Aunque la sensibilidad y la especificidad obtenidas en nuestro estudio pueden considerarse no adecuadas para una prueba diagnóstica, pueden ser admitidas para una prueba pronóstica, como sería el caso de la determinación de hcy para evaluar el riesgo cardiovascular. La relativamente baja especificidad implica, sin embargo, que la determinación de hcy no debe utilizarse como prueba aislada de screening para la estratificación del riesgo cardiovascular.

032CONSUMO DE FRUTAS Y VERDURAS E HIPERTENSIÓN ARTERIAL: ANÁLISIS BASAL DE LA COHORTE SUN

Álvaro Alonso*, Miguel Ángel Martínez-González**, Carmen de la Fuente**, Almudena Sánchez-Villegas**, Nerea Egüés Olazábal*, Manuel Serrano Martínez**

*S. Medicina Preventiva y Gestión de la Calidad Hospitalarias, Hospital Virgen del Camino, Pamplona, España. **Unidad de Epidemiología y Salud Pública, Universidad de Navarra, Pamplona, España.

Antecedente y objetivos: Un alto consumo de frutas y verduras se ha asociado a una disminución de las cifras de presión arterial. Parte del beneficio cardiovascular atribuido a la dieta mediterránea podría ser explicado por esta relación. El objetivo del presente trabajo fue valorar la asociación del consumo de frutas y verduras con unas cifras de presión arterial elevada en personas sin diagnóstico previo de hipertensión arterial (HTA).

Métodos: Análisis transversal de los primeros 8830 individuos del estudio SUN (Seguimiento Universidad de Navarra), cohorte prospectiva de graduados universitarios, reclutados mediante cuestionarios enviados por correo. Se excluyeron aquellos individuos con enfermedad cardiovascular, cáncer, diabetes o diagnóstico de HTA. La dieta se valoró mediante un cuestionario de frecuencia de consumo de alimentos previamente validado en España. En el cuestionario inicial se preguntaba por el nivel de presión arterial sistólica y diastólica (PAS y PAD, respectivamente). Se consideró presión arterial elevada si se refería una PAS =140 o una PAD =90. Se calcularon razones de prevalencia (RP) y sus intervalos de confianza para presión arterial elevada mediante regresión logística no condicionada, ajustando por edad, sexo, índice de masa corporal (IMC), actividad física y consumo de alcohol, utilizando como variable independiente principal los quintiles de consumo de verdura y fruta separadamente, ajustados por energía según el método de residuales, y sumando ambos consumos.

Resultados: En los 4.505 individuos elegibles para este estudio, 231 cumplieron los criterios de tensión arterial elevada. Ajustando por edad, sexo, IMC, actividad física y consumo de alcohol, las RP (intervalo de confianza (IC) al 95%) de tensión arterial elevada de los quintiles de consumo de verdura 2, 3, 4 y 5 frente al 1 fueron 0,82 (0,55-1,22), 0,85 (0,57-1,27), 0,65 (0,42-1,01), 0,67 (0,43-1,04) respectivamente (p de tendencia = 0,051) y de 0,93 (0,61-1,41), 0,87 (0,57-1,32), 0,86 (0,56-1,33), 0,74 (0,47-1,17) para los quintiles de consumo de fruta 2, 3, 4 y 5 frente al 1 (p de tendencia = 0,198). Las estimaciones puntuales eran similares ajustando simultáneamente por el consumo de fibra y potasio (RP de quintiles 2, 3, 4 y 5 frente al 1º: verdura 0,77, 0,78, 0,62 y 0,62; fruta 0,93, 0,85, 0,89 y 0,77). La RP en aquellos individuos en el cuartil superior de consumo de ambos grupos de alimentos simultáneamente fue de 0,28 (IC 95% 0,14-0,59, p<0,001), y de 0,18 (0,07-0,48) al ajustar por consumo de potasio y fibra.

Conclusión: El consumo elevado de fruta y verdura se asocia a un menor riesgo de tener presión arterial elevada. Esta disminución de riesgo no se debe únicamente a su contenido en potasio y fibra. Esta asociación puede ser uno de los mecanismos por los que el patrón de dieta mediterránea reduzca el riesgo de eventos cardiovasculares.

033INTERVENCIÓN MULTIFACTORIAL EN PACIENTES HIPERTENSOS, EFECTO EN EL CUMPLIMIENTO FARMACOLÓGICO Y CONTROL DE LA PRESIÓN ARTERIAL.

Alfonso Leiva*, Anna Arnau*, Manel Pladevall**, Carles Brotons**, Rafael Gabriel**, Inés Montiel**, Joan Feixas**, Jaume Plana**, Angeles Casals**

*Fundació d'Osona per a la Recerca i l'Educació Sanitàries, Hospital General de Vic. **Investigadores del Estudio Cooperativo COM99.

Objetivos: El objetivo de este estudio fue determinar el efecto en pacientes hipertensos de una intervención multifactorial en el cumplimiento con la medicación hipertensiva y en la disminución de la presión arterial (PA).

Métodos: Ensayo clínico multicéntrico aleatorizado por conglomerados, noventa médicos procedentes de Hospitales y Centros de Atención Primaria fueron distribuidos aleatoriamente al grupo intervención (I) o control (C). Se incluyeron pacientes mayores de 49 años, con hipertensión sistólica y/o diastólica no controlada y con un riesgo cardiovascular elevado o muy elevado según la estratificación del riesgo de la OMS-SIH (1999). En el grupo I se aplicó una intervención multifactorial (comportamiento, cognitiva y de soporte social). La valoración del cumplimiento se realizó durante los seis primeros meses utilizando un contenedor de pastillas, este contenedor disponía de un dispositivo electrónico que registraba cada vez que era abierto, sistema eDEM (AARDEX®), la PA (media de tres determinaciones impresas) se determinaba en cada visita con un esfigmomanómetro semiautomático validado (OMROM 750-CP).

Resultados: Novecientos diecisiete pacientes se incluyeron en este estudio. Las características basales de estos pacientes mostraron que ambos grupos eran comparables respecto al sexo, edad, número de fármacos, diabetes mellitus, duración de la hipertensión, índice de masa corporal, hábito tabáquico, creatinina, número de órganos dañados/enfermedades cardiovasculares presentes. Las cifras básales de PAS y PAD fueron 159,6 ± 14,4/86,7 ± 10,4 grupo C y 161,5 ± 16,4/88,2 ± 11,25 en el grupo I. Los médicos fueron también comparables en edad, sexo y formación. Considerando cumplidor a aquellos que superaban un 80% de cumplimiento con la medicación obtuvimos que el 89,4% eran cumplidores en el grupo control y el 91,7% en el grupo intervención, a los seis meses de seguimiento. La diferencia de medias para la PAS, a los seis meses de seguimiento, en el grupo C fue de -10,1 ± 18,1 y de -13,4 ± 19,2 (p = 0,041) en el grupo I. La diferencia de medias para la PAD, en el grupo C fue de -4,6 ± 9,1 y de -5,6 ± 10,1 (p = 0,211) en el grupo I.

Conclusiones: Después de seis meses de realizar una intervención multifactorial no se aprecian diferencias significativas en cuanto al cumplimiento con la medicación. Pero sin embargo se aprecia un diferencia estadísticamente significativa en la reducción de la PAS.

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