Se estudiaron las localizaciones tumorales más frecuentes en la provincia de Huelva, estratificadas por sexos. Se incluyeron como casos observados los cánceres diagnosticados por primera vez en residentes en dicha provincia durante los años 2007 a 2011 (salvo para neoplasias malignas de colon-recto, cuyo registro se inició en 2008) recogidos por el Registro Poblacional de Cáncer de la provincia de Huelva.

Para el cálculo de los casos esperados en cada municipio se multiplicaron las tasas de incidencia por grupos de edad estimadas por GLOBOCAN para España17 por las personas-año de cada grupo de edad según los padrones disponibles en el Instituto Nacional de Estadística. Del mismo modo se hizo el cálculo de casos esperados en función de las tasas provinciales por grupos quinquenales de edad. Posteriormente se calcularon las razones de incidencia estandarizadas (RIE) como el cociente entre casos observados y casos esperados.

Se listan a continuación las localizaciones junto al código CIE-10 (Clasificación Internacional de Enfermedades, 10ª revisión), y entre corchetes el número de casos observados y esperados usando las tasas de GLOBOCAN:

Hombres:

• 1.

  (C18-21) Neoplasias malignas de colon, recto y ano [654–689,12].

• 2.

  (C33-34) Neoplasias malignas de tráquea, bronquios y pulmón [941–1047,01].

• 3.

  (C61) Neoplasias malignas de próstata [901–1275,42].

• 4.

  (C67) Neoplasias malignas de vejiga [740–578,07].

Mujeres:

• 1.

  (C18-21) Neoplasias malignas de colon, recto y ano [467–485,03].

• 2.

  (C50) Neoplasias malignas de mama en mujeres [1312–1163,19].

Los indicadores de calidad del Registro Poblacional de Cáncer de Huelva se corresponden con los utilizados por la Consejería de Salud en el Registro de Cáncer de Andalucía, definidos según las recomendaciones de la Agencia Internacional de Investigación sobre el Cáncer (IARC) de la Organización Mundial de la Salud y la Asociación Internacional de Registros de Cáncer (IACR)18.

Los riesgos relativos (RR) o razones de incidencia estandarizadas suavizadas se calcularon según el modelo denominado convolution prior propuesto por Besag, York y Mollié19.

La herramienta utilizada para la inferencia bayesiana de distribuciones marginales posteriores fue Integrated Nested Laplace approximations (INLA)20, que utiliza aproximaciones determinísticas precisas para las distribuciones marginales posteriores. En este estudio se empleó la librería R-INLA21 disponible en el entorno de R22 con la opción de estimación simplified.laplace de los parámetros y tomando como criterio de vecindad la adyacencia de los límites municipales, que es el más empleado en la literatura23,24.

Los mapas vectoriales con los contornos municipales fueron descargados de la base cartográfica DERA del Instituto de Estadística y Cartografía de Andalucía25, y la representación gráfica de los resultados se confeccionó con el software libre R22 y el paquete ggplot226.

En las figuras 1 y 2 se muestran, por filas, tres gráficos para cada uno de los tipos de cáncer estudiados:

• •

  Primer gráfico (izquierda): mapa de coropletas con la estimación de RR.

• •

  Segundo gráfico (centro): mapa de coropletas con las probabilidades a posteriori (PP) de que los riesgos relativos sean superiores a 1.

• •

  Tercer gráfico (derecha): mapa de isopletas con interpolación mediante kriging de los riesgos relativos tomando como referencia (la unidad) el riesgo relativo del conjunto de la provincia. Para su elaboración se utilizó la librería gstat27 en el entorno R, asumiendo que toda la población de cada municipio reside en un solo punto que se hizo coincidir con el edificio del ayuntamiento.

Figura 1.

Distribución municipal en la provincia de Huelva de la incidencia, en el periodo 2008-2011, de cáncer de colon-recto (C18-C21) en hombres (arriba) y mujeres (centro), y de la incidencia en el periodo 2007-2011 de cáncer de pulmón (C33-34) en hombres (abajo). Para cada tipo de cáncer se representan el riesgo relativo (izquierda) y las probabilidades a posteriori (centro) respecto a la tasa de incidencia nacional, y el riesgo relativo interpolado mediante kriging (derecha) respecto a la incidencia provincial.

(0.87MB).

Figura 2.

Distribución municipal en la provincia de Huelva de la incidencia, en el periodo 2007-2011, de cáncer de mama (C50) en mujeres (arriba), de cáncer de próstata (C61) (centro) y de cáncer de vejiga (C67) en hombres (abajo). Para cada tipo de cáncer se representan el riesgo relativo (izquierda) y las probabilidades a posteriori (centro) respecto a la tasa de incidencia nacional, y el riesgo relativo interpolado mediante kriging (derecha) respecto a la incidencia provincial.

(0.89MB).

En la tabla 1 se presentan las tasas brutas y estandarizadas por edad (población europea) de los distintos tipos de cáncer estudiados para el conjunto de la provincia.

Para el cáncer de colon-recto en hombres, el mapa de RR (fig. 1, primera fila, columna izquierda) muestra dos municipios con riesgo mayor que la unidad: Beas (1,05) y Huelva capital (1,08). El resto presentó valores de RR entre 0,86 y 0,99. En todos los municipios, salvo Isla Cristina (0,53-0,99), los intervalos de credibilidad incluyeron la unidad. La PP (fig. 1, primera fila, columna central) en la capital fue de 0,87, mientras que en el resto de los municipios fue inferior a 0,8. En el mapa kriging del riesgo relativo (fig. 1, primera fila, columna derecha), que se realizó tomando como referencia la incidencia provincial, los valores más altos de observan en la franja definida de sur a norte por los núcleos de la capital, Beas y la Cuenca Minera de Riotinto.

Los RR para el cáncer de colon-recto en mujeres (fig. 1, segunda fila, columna izquierda) se repartieron de forma homogénea, en un margen muy estrecho (0,85-1,04), con intervalos de credibilidad que incluían la unidad en todos los casos. Los municipios mostraron PP (fig. 1, segunda fila, columna central) en un rango intermedio, y ninguno alcanzó 0,8. El mapa con el kriging de los RR (fig. 1, segunda fila, columna derecha) permitió ver más claramente las diferencias entre los municipios.

Para el cáncer de pulmón en hombres, los RR (fig. 1, tercera fila, columna izquierda) superiores a 1 se observaron generalmente en los municipios de la costa occidental y la zona limítrofe con Portugal. En nueve municipios los intervalos de credibilidad estuvieron significativamente por debajo de la unidad: Almonte (0,61-0,99), Bollullos Par del Condado (0,51-0,91), Cumbres Mayores (0,43-0,99), Hinojos (0,44-0,95), Isla Cristina (0,55-0,99), Paterna del Campo (0,52-0,99), Rociana del Condado (0,48-0,93), Valverde del Camino (0,50-0,90) y Villalba del Alcor (0,47-0,95).

Las PP (fig. 1, tercera fila, columna central) en la mayor parte de los municipios resultaron inferiores a 0,2. El mapa kriging de riesgos relativos (fig. 1, tercera fila, columna derecha) muestra una concentración del riesgo en la zona occidental y el extremo noreste.

Los mayores RR para el cáncer de mama en mujeres, por encima de 1,2, correspondieron a la capital, dos municipios vecinos (Aljaraque y Palos de la Frontera) y el municipio de Minas de Riotinto (fig. 2, primera fila, columna izquierda). Para Huelva capital (1,13-1,34) y Palos de la Frontera (1,01-1,59), los límites de credibilidad para los RR se encuentran en su totalidad por encima de la unidad. Los municipios con PP iguales o superiores a 0,9 fueron Aljaraque (0,97), Ayamonte (0,90), Huelva (1,00), Manzanilla (0,90), Minas de Riotinto (0,96) y Palos de la Frontera (0,98) (fig. 2, primera fila, columna central). El mapa kriging de los RR (fig. 2, primera fila, columna central) muestra una zona con un riesgo más pronunciado alrededor de la capital, y otra, de menor riesgo, en la Cuenca Minera.

El análisis de los RR para el cáncer de próstata (fig. 2, segunda fila, columna izquierda) permitió apreciar que en todos los municipios, excepto La Palma del Condado con 1,15 e Hinojos con 1,0, se encuentran por debajo de la unidad. Los intervalos de credibilidad para los RR en 29 municipios quedaron por debajo de la unidad en su totalidad. Las PP en 68 de los 79 municipios fueron inferiores a 0,1 (fig. 2, segunda fila, columna central). El mapa de kriging de los RR (fig. 2, segunda fila, columna derecha) muestra que las zonas con mayor riesgo son El Condado y, en menor medida, la capital y parte de la Sierra.

Para el cáncer de vejiga en hombres, el mapa de RR (fig. 2, tercera fila, columna izquierda) muestra que en todos los casos fueron superiores a 1,08. En Alosno (1,01-1,76), Cartaya (1,06-1,73), Huelva (1,30-1,67) e Isla Cristina (1,01-1,62), los intervalos de credibilidad para su RR resultaron por encima de la unidad. Las PP (fig. 2, tercera fila, columna central) fueron superiores a 0,9 en 24 municipios, destacando la capital (1,00), Cartaya (0,99), Aljaraque (0,98), Isla Cristina (0,98) y Alosno (0,98). El kriging de los RR (fig. 2, tercera fila, columna derecha) mostró un núcleo con riesgos más altos en la capital y en municipios próximos de la zona occidental, y otro núcleo con riesgos más moderados en la Cuenca Minera.

En la tabla 2 se presentan los RR y las PP de los tipos de cáncer de este estudio y los de la provincia de Murcia13, más poblada que Huelva, pero con una distribución en el territorio parecida (un tercio de la población reside en la capital); son también los únicos resultados publicados en forma numérica en España. Aunque los datos no son directamente comparables por la utilización de tasas provinciales como referencia y corresponder a periodos distintos, se aprecia que en las principales ciudades, Murcia (441.000 habitantes), Cartagena (217.000 habitantes) y Huelva (146.000 habitantes), los riesgos relativos en relación con el conjunto de su respectiva provincia son significativamente más altos para los cánceres de colon, pulmón y vejiga en los hombres, con PP de RR con valores de 1 o muy próximos. Para el cáncer de mama en las mujeres se observa algo parecido, y no ocurre así, aunque también se presentan valores altos, para el cáncer de colon en las mujeres.

En la provincia de Huelva, el tumor con mayor incidencia es el cáncer de pulmón, con una tasa de incidencia estandarizada por edad (TIEe) de 69,78 situada entre las estimadas para Europa (68,30) y España (76,80), regiones donde el tumor más frecuente en los hombres es el de próstata. La incidencia de cáncer de próstata es claramente inferior en la provincia de Huelva (67,75) frente a la estimada para España (96,80) y Europa (96,00). Esto podría deberse al factor protector que parecen ejercer la diabetes o los fármacos orales que se utilizan para su tratamiento29,30, ya que en Huelva dicha enfermedad tiene una gran prevalencia31, o a una posible infradetección de casos latentes.

La incidencia de cáncer colorrectal en los hombres en la provincia (58,38) se sitúa en un nivel intermedio entre la europea (55,70) y la española (65,60).

La TIEe de cáncer de vejiga (52,91) es un 35% superior a la tasa estimada para España (39,00), y casi duplica a la estimada para Europa (26,90). La causa más importante conocida de cáncer de vejiga es el hábito tabáquico, siendo el riesgo de padecer este tipo de cáncer entre dos y seis veces mayor para los fumadores que para los que nunca han fumado. Los mapas sobre mortalidad por este tipo de cáncer ajustados por mortalidad por cáncer de pulmón como indicador de consumo de tabaco32 son compatibles con que parte del exceso de incidencia en esta provincia se explique por dicho hábito.

La incidencia de cáncer de colon-recto en las mujeres (35,06) es ligeramente superior a la europea (34,60) y prácticamente igual a la española (35,30). Por su parte, la incidencia de cáncer de mama (91,48) es intermedia entre la tasa española (84,90) y la europea (94,20). Es necesario destacar que, en ambos casos, sobre todo en el segundo, existe una desigual distribución provincial de los riesgos, siendo mayores en la capital y su entorno. Para el cáncer de mama posmenopáusico, que constituye el 68,5% de los casos del periodo, se ha estimado33 que el riesgo atribuible poblacional para el conjunto de los factores conocidos no modificables es del 37,2%, mientras que entre los factores de riesgo modificables los mayores riesgos atribuibles corresponden al uso de terapia hormonal (19,4%) y a la inactividad física (12,8%).

En los tipos de cáncer estudiados en los hombres aparece una distribución espacial del riesgo de incidencia más difusa para el cáncer de próstata y más clara en los otros tres (colorrectal, pulmón y vejiga), aunque no coincidentes. Así, para el cáncer de pulmón existe una zona con riesgo más alto en la mitad occidental de la provincia, mientras que para el cáncer de colon la zona de mayor riesgo es una franja que recorre la provincia de sur a norte, incluyendo las regiones correspondientes a la capital, el municipio de Beas y la Cuenca Minera. Por último, para el cáncer de vejiga el riesgo se concentra en la capital y algunos municipios cercanos, como Aljaraque, Cartaya e Isla Cristina; no puede descartarse una contribución industrial, máxime cuando las exposiciones laborales a compuestos químicos como aminas aromáticas, o las exposiciones ambientales a arsénico, son otros factores de riesgo relevantes para el cáncer de vejiga34.

Los patrones espaciales de incidencia de los tipos de cáncer estudiados en las mujeres, mama y colon-recto, son coincidentes entre sí y muestran, respecto al conjunto de la provincia, un riesgo relativo más alto en la capital y los municipios limítrofes, así como en la Cuenca Minera. Sería necesario realizar nuevos estudios que explicaran la concentración de riesgos en estos municipios.

Los datos existentes de otras provincias españolas13–15,35 han utilizado como referencia las tasas provinciales y no una tasa nacional común, por lo que no es posible hacer comparaciones con los municipios de dichas provincias.

Este trabajo constituye el primer estudio sobre incidencia del cáncer en la provincia de Huelva y aporta información relevante para dar respuesta a una demanda social existente en una provincia muy sensibilizada con la alta mortalidad por esta causa.

La utilización de las tasas de incidencia estimadas para España por la OMS permite que los resultados de este estudio puedan ser comparados con los de posteriores estudios similares realizados en otras provincias o comunidades autónomas que utilicen la misma referencia nacional.

La representación en el mapa provincial de las RIE no muestra ningún patrón de distribución geográfica evidente para las localizaciones estudiadas. Tras la suavización de las RIE mediante la utilización de INLA se observan valores de riesgo más homogéneos con intervalos de credibilidad más ajustados, cuya representación en el mapa revela una distribución espacial con patrones bien definidos en algunos tipos de cáncer. Esta distribución se confirma con los valores obtenidos de las PP de que el RR sea mayor que 1. Los patrones descritos de distribución geográfica aparecen aún de forma más clara si se interpolan los RR focalizados en los núcleos de población mediante kriging y eliminando los límites municipales. Los mapas de isopletas dieron una visión de los patrones de incidencia más nítidos gracias a la eliminación de los límites administrativos municipales que los distorsionan. Los mapas realizados pueden ser un buen recurso para la elaboración de políticas de salud, vigilancia epidemiológica y asignación de recursos.

Los resultados del presente estudio han de tomarse con cautela debido a que el periodo de tiempo que comprende es relativamente corto y, por tanto, el número de casos observados del que se parte también es pequeño. La misma consecuencia tiene el hecho de que salvo la capital, que ronda los 150.000 habitantes, ningún municipio supera los 28.000 habitantes.