Mesa de comunicaciones orales 8: Desigualdades en salud
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UNA ENFERMEDAD EMERGENTE EN PAÍSES INDUSTRIALIZADOS</p><p class="elsevierStylePara"> J.A. Caylà, F. Sánchez, X. Vallès, H. Pañella, P. García de Olalla y J.M. Jansà</p><p class="elsevierStylePara">Servei d'Epidemiologia. Institut Municipal de Salut Pública. Barcelona.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos:</span> Describir 3 brotes de tuberculosis (TB) importada en Barcelona y plantear estrategias para el control de esta enfermedad emergente en las ciudades de países industrializados.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Encuesta epidemiológica, incluyendo edad, sexo, país de origen, duración de la estancia en la ciudad, condiciones de vida, cuadro clínico y estudio microbiológico de todos aquellos pacientes tratados por TB en Barcelona durante el año 2000.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Hasta el 31 de diciembre de 2000 se detectaron 570 nuevos casos de TB (tasa 29/100.000), 120 de los cuales fueron inmigrantes, lo que supone un descenso del 7,9% en la población autóctona y un aumento del 47,2% en inmigrantes. Se observaron 3 brotes epidémicos. Un paciente hindú generó 10 casos secundarios entre los miembros de 3 familias relacionadas; dos hermanos dominicanos generaron 2 casos secundarios (sus parejas) y una monitora escolar española, que había trabajado como cooperante, generó otro caso secundario. El estudio de contactos de este último brote detectó 7 conversiones tuberculínicas entre los 26 niños expuestos (27%). Las cepas aisladas en el primer brote mostraron ser sensibles a todos los fármacos antituberculosos, las aisladas en el segundo fueron resistentes a isoniacida, rifampicina y pirazinamida y las del tercero, resistentes a isoniacida.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Mientras la TB está descendiendo en la población estable de Barcelona, crece en inmigrantes de origen extracomunitario en cuyos países las tasas de TB multirresistente son elevadas. Se propone realizar pruebas de tuberculina a inmigrantes recientes, viajeros y desplazados de riesgo, así como revisar las pautas de prevención de la TB en estas poblaciones.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 49</p><p class="elsevierStylePara">PROGRAMA LLUNA, TALLERES DE SEXO MÁS SEGURO EN EL MEDIO PENITENCIARIO. CINCO AÑOS DE INTERVENCIÓN</p><p class="elsevierStylePara"> A. Aviñó Juan-Ulpiano, R. Bustamante Navarro, J. González Aracil, F.J. González Rubio, L. Martínez Martínez, J.J Paredes Carbonell y M.C. Pitarch Monzó</p><p class="elsevierStylePara">E.V.E.S. Valencia.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos:</span> Describir los resultados más relevantes a lo largo de los cinco años de ejecución del programa tras la evaluación conjunta de las ediciones realizadas.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> En cada edición la evaluación se realiza mediante la aplicación por entrevista de un cuestionario (adaptado para la población penitenciaria) que recoge información sobre variables sociopenitenciarias, conocimientos, actitudes y prácticas sexuales. Este cuestionario se pasa antes de iniciar el Taller y al mes de haberlo finalizado. Se realiza un análisis para comprobar las diferencias de las variables estudiadas entre las ediciones, para ello se utiliza el test de Ji-cuadrado, y posteriormente se han aplicado los tests T-test, McNemar y Wilcoxon para identificar diferencias entre los resultados previos y posteriores al programa. Los datos son analizados mediante el programa SPSS.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Efectuando un análisis descriptivo de la población a lo largo de las ediciones, observamos un decrecimiento de VIH+, tanto en los individuos de la intervención (57,0% en el 95 vs 29,2% en el 2000 -p < 0,001-) como en sus parejas (43,0% vs 21,1% -p < 0,001-). Hay un menor uso referido de compartir jeringuillas (p < 0,001). Menores inconvenientes en el uso del preservativo, tanto propios (p < 0,001) como de la pareja (p = 0,016). En la última edición tienen más información sobre el VIH/SIDA (p < 0,001). Decrece la percepción de control de la situación (p = 0,019). La percepción de riesgo usando el preservativo baja (p < 0,001). Aumenta la percepción de riesgo de reinfección (p = 0,042). Es más importante la opinión de la pareja (p < 0,001) y menor la de los compañeros (p < 0,001).</p><p class="elsevierStylePara"> Si observamos las diferencias que se producen después de la intervención, tenemos que: mejora la información que se tiene sobre la infección por VIH/SIDA (p < 0,001), sobre la desinfección correcta del material de inyección (p < 0,001) y sobre el uso correcto del preservativo (p < 0,001). El uso referido del preservativo es mayor (p = 0,04). Incrementa la valoración de la escala de costes y beneficios del uso del preservativo (p < 0,001). En cuanto a la percepción de riesgo, disminuye el riesgo de contraer la infección si usa el preservativo (p < 0,001), aumenta si no lo usa (p < 0,001) y el de reinfección (p < 0,001). Tiene mayor importancia la opinión de la pareja (p = 0,041). Hay mayor comunicación con la pareja (p < 0,001). Aumenta la percepción de control (p < 0,001). Por último la percepción de estar bien informado aumenta (p < 0,001).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> El programa Lluna de talleres de sexo y consumo de drogas más seguro ha permitido mejorar la información sobre la infección por VIH-SIDA, promover actitudes preventivas y adoptar comportamientos más seguros.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 50</p><p class="elsevierStylePara">PREVALENCIA DE TRASTORNOS NO SEVEROS DE SALUD MENTAL Y POBLACIÓN A RIESGO EN BARCELONA</p><p class="elsevierStylePara"> J. Ferrando, C. Borrell, M. Rodríguez e I. Ricart</p><p class="elsevierStylePara">Institut Municipal de Salut Pública. Ajuntament de Barcelona.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos:</span> Determinar la prevalencia de trastornos no severos de salud mental y describir la población a riesgo en relación a aspectos sociodemográficos, de estado de salud, estilos de vida, soporte social y utilización de servicios.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Datos procedentes de la Encuesta de Salud de Barcelona del año 2000 en la cual se incluyó la versión de 12 preguntas del cuestionario de salud mental General Health Questionnarie (GHQ-12) que detecta trastornos mentales no severos recientes. El universo de la encuesta de salud era toda la población no institucionalizada residente en la ciudad. Se realizó un muestreo estratificado por distritos con entrevistas individuales en el domicilio. En la administración del GHQ-12 sólo se incluyó a la población de edad mayor de 14 años.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> La población entrevistada mayor de 14 años fue de 8.538 sujetos. Un 14,3% (DE = 0,74) presentaban trastornos recientes no severos de salud mental. Del total de varones un 10% presentaban dichos trastornos y el 17,7% del total de mujeres. Los trastornos no severos aumentaban con la edad sobretodo en las mujeres (21,7% de las mujeres mayores de 65 años). Tanto en varones como en mujeres, los trastornos no severos eran superiores en personas separadas (22,7%) o viudas (25,5%), de bajos niveles socioeconómicos (17,2% en las clases sociales IV-V) y en situación de paro (21%). Respecto al estado de salud, las personas que presentaban alguna restricción de sus actividades habituales (31,6%), algún trastorno crónico de salud (17%) o falta de soporte social presentaban una mayor prevalencia de trastornos no severos de salud mental. Un 14% de la población declaraba haber tomado algún tranquilizante en los últimos quince días previos a la entrevista (70% eran mujeres y un 30% varones) y un 5,5% antidepresivos al menos durante tres meses (74% mujeres y 26% varones). Un 6% de la población declaraba haber visitado a algún profesional de la salud mental en los últimos 12 meses.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Aproximadamente unos 214.500 barceloneses presentarían trastornos no severos de salud mental. Los grupos con mayor riesgo serian las mujeres, las clases sociales menos favorecidas, la población en paro, las personas con peor estado de salud y con menos soporte social. Estos datos proporcionan información sobre el estado de la salud mental en Barcelona y contribuyen a poder planificar y diseñar intervenciones tendentes a disminuir este problema de salud.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 51</p><p class="elsevierStylePara">MORTALIDAD ATRIBUIBLE AL ALCOHOL COMO INDICADOR DE DESIGUALDADES EN SALUD ENTRE DOS ÁREAS SANITARIAS: 10 AÑOS DE EVOLUCIÓN</p><p class="elsevierStylePara"> A. Alberquilla Menéndez-Asenjo, C. González R-Salinas, M. Ugalde Díez y M. Pilas Pérez</p><p class="elsevierStylePara">Hospital Universitario 12 de Octubre. Madrid.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos:</span> Comparar el impacto de la mortalidad atribuible al alcohol (MAA) entre dos áreas sanitarias sociológicamente diferentes y su evolución en una década.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Estudio descriptivo retrospectivo de carácter histórico. Dos áreas de salud de Madrid. Población: Todas las defunciones (98.000) ocurridas entre 1988-1998 en el ámbito de estudio. Mediciones: Tasas de MAA según lista de enfermedades y fracciones atribuibles poblacionales propuestas por Cipriani. Se calculan indicadores estandarizados por edad de mortalidad específica y mortalidad prematura medida en Años Potenciales de Vida Perdida (APVP) de MAA.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Indicadores demográficos y socieconómicos diferentes entre las dos áreas sanitarias, una de ellas presenta menor nivel educativo y de renta, así como una mayor tasa de desempleo y envejecimiento. Tasas específicas de MAA superiores en el área más desfavorecida socialmente, resultando una Razón de Tasas media del Período de 1,25, siendo el riesgo de morir superior para éste área entre un 3 y 50% según el año. Al ajustar las tasas por edad, la Razón de Tasas disminuye aunque sigue siendo superior: 1,08, manteniéndose el riesgo de morir entre un 3 y un 27% mayor.</p><p class="elsevierStylePara"> Las tasas de Años Potenciales de Vida. Perdidos ajustadas por edad también se mantienen superiores en el área más desfavorecida. La evolución de éstos indicadores presenta una tendencia descendente, tanto para la tasa de mortalidad MAA como para la mortalidad prematura, siendo la disminución mayor en el área menos favorecida socialmente p < 0,01.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> El riesgo de mortalidad atribuible al alcohol es superior en el área más desfavorecida socioeconómicamente. Dos tercios de estas diferencias son explicables por factores demográficos y el resto podría ser debido a las diferencias socioculturales.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 52</p><p class="elsevierStylePara"> DESIGUALDADES EN EL RIESGO DE ACCIDENTES EN LA INFANCIA</p><p class="elsevierStylePara"> J.T. Alcalá<span class="elsevierStyleSup">1</span>, M.C. Martos<span class="elsevierStyleSup">2</span>, C. Tomás<span class="elsevierStyleSup">1</span>, M. Esteban<span class="elsevierStyleSup">2</span>, G. García-Carpintero<span class="elsevierStyleSup">2</span> y E. Gascón<span class="elsevierStyleSup">3</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleSup"> 1</span>Universidad de Zaragoza. <span class="elsevierStyleSup">2</span>Gobierno de Aragón. <span class="elsevierStyleSup">3</span>Universidad de Alicante.</p><p class="elsevierStylePara"> Diversos estudios se han llevado a cabo con la finalidad de identificar desigualdades en el riesgo de accidentes infantiles. Sin embargo, los resultados obtenidos han sido contradictorios, debido, en parte, a la falta de homogeneidad y comparabilidad de la medición de la clase social en la infancia.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos:</span> Identificar diferencias en el riesgo de accidentes infantiles entre diferentes grupos sociales.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Se realizó una encuesta poblacional sobre accidentes a padres de niños menores de 15 años residentes en la provincia de Zaragoza. Las zonas de salud se agruparon según indicadores demográficos y socioeconómicos mediante un análisis de cluster y en una segunda fase, se realizó un muestreo estratificado por edad, sexo y cluster con afijación proporcional al tamaño de la población en cada estrato. En el cuestionario se incluyeron las variables: estudios, situación laboral y ocupación de ambos padres. A partir de la ocupación se asignó la clase social según los criterios del grupo de trabajo de la Sociedad Española de Epidemiología. La encuesta se realizó a 1.276 padres de los niños seleccionados. El período de estudio fue un año (1 junio 1999­31 mayo 2000), recogiéndose los datos en dos oleadas de 6 meses. Se elaboró un indicador de clase social teniendo en cuenta las variables socioeconómicas de ambos padres mediante análisis de correspondencias múltiples. Las diferencias sociales en el riesgo de accidente se estudiaron mediante la regresión logística, incluyendo como variable explicativa el indicador citado y ajustando por sexo, edad y residencia. El mismo análisis se realizó utilizando separadamente los estudios, situación laboral y clase social de ambos padres.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> La participación en la encuesta fue del 83%. La cumplimentación de las variables socioeconómicas fue: estudios de la madre y padre 98% y 96% respectivamente; clase social de la madre y padre 91% y 89% y situación laboral 97% en ambos casos. No se han encontrado diferencias significativas entre los grupos sociales al utilizar el indicador social elaborado ni asociaciones entre el riesgo de accidente y el nivel de estudios, situación laboral y ocupación del padre y la madre. Sin embargo, la incidencia de accidentes en la infancia fue superior en la zona rural, con un RR = 1,37 (95%IC: 1,05-1,80)</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> No se han encontrado desigualdades sociales en el riesgo de accidentes infantiles con las variables estudiadas. Sin embargo en estudios posteriores sería planteable incluir, además, el nivel de ingresos. La encuesta es un instrumento útil para la recogida de información sobre variables socioeconómicas, no disponibles en los sistemas de información rutinarios</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 53</p><p class="elsevierStylePara">DIFERENCIAS GEOGRÁFICAS EN LA INTERRUPCIÓN VOLUNTARIA DEL EMBARAZO EN ESPAÑA</p><p class="elsevierStylePara"> M.J. Amorín y E.M. Andrés</p><p class="elsevierStylePara"> Dirección General de Ordenación, Planificación y Evaluación. Departamento de Sanidad, Consumo y Bienestar Social. Zaragoza.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Introducción:</span> La legalización del aborto ha sido resultado de una necesidad social y sanitaria, ya que ha sido practicado independientemente de la cultura de la mujer, edad, condición económica, etc. La interrupción voluntaria del embarazo es legal en nuestro país desde 1985 en el caso de peligro para la vida o la salud física o psíquica de la embarazada, cuando el embarazo es consecuencia de un delito de violación o cuando el feto nacería con graves taras físicas o psíquicas. En 1986 se establece la obligatoriedad de su notificación en un cuestionario unificado para todas las Comunidades Autónomas.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Identificar diferencias geográficas en la interrupción voluntaria del embarazo entre Comunidades Autónomas.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Método:</span> Se ha utilizado como variable de análisis el número de interrupciones voluntarias del embarazo por cada 1.000 nacidos vivos de 1987 a 1997. El ámbito geográfico de estudio ha sido las Comunidades Autónomas (excepto Ceuta y Melilla). Los datos se han obtenido de la 3ª y 4ª evaluación en España del programa regional europeo Salud para todos. Se han empleado técnicas multivariantes para agrupar las Comunidades Autónomas (CCAA) en clusters homogéneos: análisis factorial de componentes principales y análisis clusters utilizando modelos jerárquicos. La significación de los resultados se ha valorado mediante el test no paramétrico de Kruskall-Wallis.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Se han identificado 4 grupos de CCAA respecto al número de interrupciones voluntarias del embarazo: Asturias con una tasa muy por encima de la media nacional todos los años; le siguen Cataluña, Aragón, Baleares, Canarias y Galicia (esta última con una progresión al alza muy acusada); Madrid, Castilla y León, Comunidad Valenciana y Cantabria, con un índice intermedio; y finalmente La Rioja, Andalucía, Murcia, Castilla-La Mancha, Extremadura, País Vasco y Navarra donde se registra constantemente el menor número de interrupciones. En todos los años se han detectado diferencias estadísticamente significativas.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Se presentan importantes diferencias en el número de interrupciones voluntarias del embarazo entre Comunidades Autónomas. Sin embargo, los datos disponibles no permiten identificar si estas diferencias están relacionadas con otros indicadores sociales (religión, clima de tolerancia social...) como del propio sistema de salud (acceso a servicios de planificación familiar, programas de educación sexual...). La situación detectada en nuestro país podría traducir una situación de falta de equidad en el acceso a los recursos del sistema sanitario y, por lo tanto, en la salud y bienestar de la mujer. Este es un ejemplo claro que apoya la necesidad de incorporar la perspectiva de género en la política de salud a la hora de establecer recursos aceptables, accesibles, apropiados y competentes.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 54</p><p class="elsevierStylePara">IMPACTO DE LOS CUIDADOS INFORMALES EN LA SALUD DE LAS MUJERES CUIDADORAS DE AVANZADA EDAD Y BAJO NIVEL DE INGRESOS</p><p class="elsevierStylePara"> D. La Parra</p><p class="elsevierStylePara"> Departamento de Salud Publica. Universidad de Alicante.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos:</span> Examinar la relación entre la prestación de cuidados de salud informales en favor de algún familiar con una enfermedad de tipo crónico y el estado de salud autopercibido.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Estudio transversal con datos del Panel Europeo de Hogares para España en 1994, encuesta de presupuestos familiares realizada por el Instituto Nacional de Estadística representativa del conjunto de la población español no institucionalizada mayor de 16 años. La muestra cuenta con un total de 17.907 individuos y 7.206 hogares. Las personas cuidadoras de adultos suponen un 7,3% de los encuestados (1.305 entrevistados). Se analiza el impacto en la salud autopercibida y otras variables indicativas del estado de salud (limitación de la actividad diaria por incapacidad, supresión de actividad por incapacidad física y supresión de actividad principal por incapacidad mental) en función del género, edad y el nivel de ingresos del hogar de la persona cuidadora utilizando regresión logística.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Las personas que dedican más de 28 horas semanales a los cuidados de salud informales (no remunerados) se clasifican con mayor frecuencia como personas con mala o muy mala salud que las personas que no realizan ningún tipo de cuidados (25,6% vs 13,8%), OR bruta = 2,16 (1,82-2,57). El efecto de una amplia dedicación a este tipo de cuidados se reduce considerablemente cuando se ajusta por la edad y el género OR = 1,32 (1,09-1,59). Probabilidad similar a la obtenida al ajustar por cuartil de ingreso del hogar OR = 1,27 (1,05-1,54). La pertenencia de la persona cuidadora a un hogar con un bajo nivel de ingreso constituye el factor de riesgo más importante OR = 2,76 (2,39-3,20). Las mujeres cuidadoras a tiempo completo pertenecientes a un hogar de bajos ingresos son el colectivo con mayor probabilidad de padecer mala salud autopercibida OR = 4,83 (grupo de referencia varones que no desempeñan cuidados informales y con alto nivel de ingresos). Resultados similares a los obtenidos utilizando las otras variables relacionadas con el estado de salud.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> El impacto en la salud autopercibida de realizar cuidados de salud informales se reduce considerablemente cuando se considera la edad, el género y la posición socioeconómica de las personas cuidadoras. El colectivo de personas cuidadoras se forma principalmente por mujeres de avanzada edad y bajo nivel de ingresos. Las medidas para la reducción del impacto en la salud de la realización de cuidados de salud informales no pueden ser independientes de la mejora de la posición social de las mujeres y de la reducción de las desigualdades socioeconómicas.</p>" "pdfFichero" => "138v15nExt.Cong.a13021021pdf001.pdf" "tienePdf" => true ] "idiomaDefecto" => "es" "url" => "/02139111/00000015000000S3/v0_201302051536/13021021/v0_201302051536/es/main.assets" "Apartado" => array:4 [ "identificador" => "802" "tipo" => "SECCION" "es" => array:2 [ "titulo" => "Mesa de comunicaciones orales" "idiomaDefecto" => true ] "idiomaDefecto" => "es" ] "PDF" => "https://static.elsevier.es/multimedia/02139111/00000015000000S3/v0_201302051536/13021021/v0_201302051536/es/138v15nExt.Cong.a13021021pdf001.pdf?idApp=WGSE&text.app=https://gacetasanitaria.org/" "EPUB" => "https://multimedia.elsevier.es/PublicationsMultimediaV1/item/epub/13021021?idApp=WGSE" ]
Información del artículo
ISSN: 02139111Idioma original: Español
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| 2024 Noviembre | 6 | 7 | 13 |
| 2024 Octubre | 51 | 32 | 83 |
| 2024 Septiembre | 45 | 17 | 62 |
| 2024 Agosto | 67 | 24 | 91 |
| 2024 Julio | 48 | 22 | 70 |
| 2024 Junio | 27 | 12 | 39 |
| 2024 Mayo | 42 | 23 | 65 |
| 2024 Abril | 27 | 14 | 41 |
| 2024 Marzo | 33 | 17 | 50 |
| 2024 Febrero | 39 | 56 | 95 |
| 2024 Enero | 32 | 17 | 49 |
| 2023 Diciembre | 23 | 13 | 36 |
| 2023 Noviembre | 29 | 14 | 43 |
| 2023 Octubre | 21 | 18 | 39 |
| 2023 Septiembre | 31 | 18 | 49 |
| 2023 Agosto | 23 | 17 | 40 |
| 2023 Julio | 34 | 27 | 61 |
| 2023 Junio | 16 | 10 | 26 |
| 2023 Mayo | 10 | 12 | 22 |
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