O.1.4. Estudios de calidad de vida y salud mental
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Estudios de calidad de vida y salud mental</span></p><p class="elsevierStylePara"> Moderadora:</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Isabel Ruiz Pérez</span></p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 28</p><p class="elsevierStylePara">HACIA EL USO DE DIMENSIONES MÁS ESPECÍFICAS EN LA MEDICIÓN DE LA CALIDAD DE VIDA EN LA ESCLEROSIS MÚLTIPLE</p><p class="elsevierStylePara"> J. Rivera, J. Benito-León y J.M. Morales</p><p class="elsevierStylePara">Centro Nacional de Epidemiología, Instituto de salud "Carlos III", Madrid. Servicio de Neurología, Hospital General de Móstoles, Móstoles. Madrid. Servicio de investigación, Ministerio de trabajo y asuntos sociales, Madrid.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes:</span> El estudio de la calidad de vida en la Esclerosis Múltiple (EM) debería considerar el uso de un instrumento, que incluya aspectos sociales, psicológicos, físicos y mentales. Estas dimensiones deberían ser lo más específicas posible en relación a la EM.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos:</span> Mostrar las dimensiones validadas de la escala de calidad de vida "quality of life Functional Sclerosis" (FAMS) en la población española y verificar la consistencia de éstas.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> La investigación se realizó con sujetos procedentes de las consultas externas de Neurología de trece hospitales de la Comunidad Autónoma de Madrid. En total participaron 371 pacientes con EM (clínicamente definida o con apoyo de laboratorio, según los criterios clínicos de Poser). Se utilizó un cuestionario que contiene la escala FAMS y otras variables relativas a diferentes aspectos: clínicos, sociales, psicológicos, cognitivos, y laborales.</p><p class="elsevierStylePara"> El cuestionario FAMS consta de 59 preguntas. De ellas, 44 cuestiones se han estructurado en dimensiones definitivas a partir de factores estructurales: movilidad (siete variables), síntomas (siete variables), estado emocional (siete variables), estado de ánimo general (siete variables), actividad mental y fatiga (nueve variables), ambiente familiar y social (siete variables). Las restantes 15 preguntas ("otras preocupaciones") no constituyeron un factor específico en el estudio original pero contienen cuestiones relacionadas íntimamente con la sintomatología clínica de la EM. Aunque todas las preguntas se valoran de 0 a 4 puntos (de nada a muchísimo) sólo las anteriores seis subescalas forman una puntuación total en su aplicación. De la dimensión "otras preocupaciones" hemos aplicado todas las preguntas -a excepción de una de ellas, por su escasa relevancia en la sintomatología de la enfermedad- para verificar su comportamiento con relación a las anteriores seis subescalas.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> El 68,7 de la serie son mujeres, con una edad media es de 38,9+10, y el 59,8% conviven como pareja estable. Más del 56% tienen como mínimo el título académico del bachillerato y el 33,4% trabajan actualmente de manera remunerada. Respecto a las variables clínicas, el 69,5% padecían la forma recurrente-remitente, el 21,6% la forma secundariamente progresiva y el 8,9%% la primariamente progresiva, siendo la puntuación media de la "Expanded Disability Status Scale (EDSS)" de 3,6+2,3. Las puntuaciones medias de las dimensiones son más elevadas que las obtenidas en la versión original del FAMS años; la consistencia interna de dichas dimensiones es ligeramente más alta que las del FAMS original. Las dimensiones "síntomas" y "estado de ánimo general" muestran una consistencia interna ligeramente mayor que las dimensiones establecidas originariamente, debido a la inclusión de ocho variables que habían sido excluidas del FAMS original. Por lo tanto el FAMS total, incluyendo 52 variables, mantiene una fiabilidad total semejante al FAMS de 44 variables</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> La versión española del FAMS -incluyendo variables específicas de EM que no formaban parte de la versión americana del FAMS- es tan consistente y fiable para la evaluación de la calidad de vida como la versión americana de la escala FAMS.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 29</p><p class="elsevierStylePara">CALIDAD DE VIDA PERCIBIDA, DISCAPACIDAD Y MINUSVALÍA EN PACIENTES DEL SÍNDROME DE ACEITE TÓXICO CALIFICADOS DE INCAPACIDAD PERMANENTE</p><p class="elsevierStylePara"> P. De Andres, C. Martin-Arribas, M.J. Ferrari y M. Izquierdo</p><p class="elsevierStylePara">CISATER, ISCIII, Madrid.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes y/o objetivos:</span> El Síndrome de Aceite Tóxico (SAT) es una enfermedad crónica que produce un elevado número de secuelas. En diciembre de 1997 del total de 17.837 pacientes vivos, 3.425 habían sido valorados por el Instituto Nacional de la Seguridad Social (INSS) y calificados de grado de Incapacidad Permanente (IP). Nuestro objetivo es valorar la asociación entre calidad de vida percibida, discapacidad, minusvalía y depresión en los pacientes del SAT con IP.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Muestra aleatoria de 292 pacientes clasificados con invalidez permanente del total de inválidos de la cohorte de SAT en Madrid (n = 1.031). La calidad de vida relacionada con la salud (CVRS) se ha recogido a través del Nottingham Health Profile. La valoración de discapacidad se obtuvo mediante un cuestionario basado en la Clasificación Internacional de Deficiencias, Discapacidad y Minusvalía de la OMS (1980). La minusvalía se ha medido con la London Handicap Scale (LHS). Para valorar la depresión se ha utilizado la Escala de Golberg. Para estudiar la asociación entre calidad de vida considerada como variable dependiente dicotómica (punto de corte = 45), y las variables explicativas: categoría de minusvalía, con niveles de 1 a 6, las discapacidades y la depresión clasificadas como ausentes y presentes, se ha realizado un análisis multivariable con el procedimiento PROC LOGISTIC de SAS, utilizando como medida de riesgo la Odds Ratio y el IC al 95%.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Se entrevistaron 212 sujetos, con una tasa de respuesta de 78,0%.El 66,5% fueron mujeres. La edad media es de 59,3 (D.T. 12,5). La puntuación media de calidad de vida es 52,8 (D.T. 22,6). El 63,6% alcanzó una puntuación superior a 45 en el NHP, cuya edad media es 60,1.El modelo multivariado entre calidad de vida y discapacidad, ajustado por edad y sexo, mostró que las discapacidades que se asocian con una peor percepción en la calidad de vida son: discapacidades de relación con otros OR = 11,34 (4,21-30,51), discapacidades de movilidad OR = 4,19 (1,52-11,51) y dificultades importantes para el desplazamiento OR = 3,42 (1,24-9,44), la edad y sexo no permanecen en el modelo. Cuando se incluye en el modelo la depresión y las categorías de minusvalía, permanecen en el mismo las discapacidades de relación OR = 5,29 (2,04-13,75), de movilidad OR = 5,42 (1,94-15,12), la depresión OR = 5,25 (2,02-13,64) y minusvalía de ocupación OR = 1,89 (1,23-2,89). Tampoco en este caso la edad y sexo permanecen en el modelo.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span><span class="elsevierStyleItalic">1)</span> Las discapacidades que más afectan a la calidad de vida son las de relación personal y de movilidad; <span class="elsevierStyleItalic">2)</span> La única minusvalía que se asocia con deterioro en la calidad de vida es la ocupacional; <span class="elsevierStyleItalic"> 3)</span> La depresión tiene una clara relación con la peor percepción de la calidad de vida, y <span class="elsevierStyleItalic">4)</span> La edad y sexo no se asocian con la percepción de la calidad de vida.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 30</p><p class="elsevierStylePara">CALIDAD DE VIDA RELACIONADA CON LA SALUD EN LOS JÓVENES CONSUMIDORES DE HEROÍNA (RESULTADOS PRELIMINARES DEL PROYECTO ITINERE)</p><p class="elsevierStylePara"> A. Domingo-Salvany, M.T. Brugal, M.C. Rodríguez, M. Ambrós, T. Silva y L. de la Fuente</p><p class="elsevierStylePara">Institut Municipal d'Investigació Mèdica (IMIM), Barcelona; Institut Municipal de Salut Publica (IMSB), Barcelona; Centro Nacional de Epidemiología. Instituto de Salud Carlos III. Plan Nacional sobre el SIDA, Madrid.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes:</span> La calidad de vida relacionada con la salud (CVRS) medida a través de cuestionarios estandarizados permite valorar como diferentes trastornos afectan la salud percibida. El objetivo de este estudio es analizar el impacto del consumo de drogas en la salud de individuos jóvenes, teniendo en cuenta el género.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Estudio de jóvenes (de 18 a 30 años) consumidores actuales y habituales de heroína reclutados, en Barcelona y Madrid durante 2001, mediante muestreo dirigido en escenarios abiertos para el estudio de cohortes del proyecto ITINERE. La entrevista estandarizada incluía datos sociodemográficos y de consumo, la administración del Perfil de Salud de Nottingham (PSN) y la escala de severidad de la dependencia (Severity Dependence Scale-SDS) además de variables de problemas médicos y de utilización de servicios sanitarios.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Se han analizado los datos de los primeros 307 jóvenes, de los cuales 92 eran mujeres (30%). La edad media fue de 25,5 años (24,7 para las mujeres, 25,8 para los hombres). No se observaron diferencias significativas por género respecto al nivel de instrucción (22% inferior a primaria completa), el lugar de residencia (13,5% sin domicilio fijo), la infección por el VIH (22%), en las medias de la escala de severidad de la dependencia de heroína (8,3 d.e.: 3,4) ni de cocaína (4,3 d.e.: 4.1), ni en el diagnóstico de problemas importantes de salud (14,3%), el haber sido hospitalizados (21,8%) o haber hecho algún día de cama (41%) en los 12 meses previos a la entrevista. Se observaron diferencias por género en la proporción de los que habían estado en prisión (hombres: 44,7%, mujeres: 27,2%), en la proporción de infectados por el virus de la hepatitis C (hombres: 65,2%, mujeres: 48,6%) y en los patrones de consumo de drogas (menos frecuente el uso de speed-ball o de la vía inyectada en las mujeres). El PSN mostraba una puntuación media total de 34,24 (d.e.: 22,1), siendo la dimensión más afectada la de trastornos emocionales con una media de 53,9 (d.e.: 29,4) y la menos la de movilidad física (media: 10,2, d.e.: 17,5). La puntuación total del PSN se asociaba en el análisis bivariado con haber guardado cama los 12 meses previos a la entrevista y con las escalas de severidad de dependencia de heroína y de cocaína. En la regresión lineal múltiple resultaron significativas la severidad de la dependencia de heroína, el estado serológico al VIH y el haber guardado cama, siendo marginalmente significativos el nivel de instrucción y la severidad de la dependencia a la cocaína, actuando como variable confusora el estado serológico para la hepatitis C; la edad y el género no fueron significativas.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> La salud percibida de los jóvenes consumidores está muy afectada cuando la comparamos con las normas poblacionales (media PSN total: 11,0 (d.e.: 13,6)). Cada punto de incremento en la escala de severidad de dependencia de heroína (rango: 0-15) se asocia con un aumento de 1,8 puntos en la puntuación total del PSN.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Estudio financiado por FIPSE 3035/99 y CIRIT (2001SGR00405).</span></p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 31</p><p class="elsevierStylePara">DIFERENCIAS POR GÉNERO EN LA CALIDAD DE VIDA RELACIONADA CON LA SALUD EN PACIENTES CON ASMA</p><p class="elsevierStylePara"> M. Ferrer, P. Rebollo, J. Serra-Batlles, V. Plaza, E. Morejon y J. Alonso</p><p class="elsevierStylePara">Unidad de Investigación en Servicios Sanitarios, Institut Municipal d'Investigació Mèdica, Barcelona. Secció de Pneumología, Servei de Medicina Interna, Hospital General de Vic, Vic. Departament de Pneumologia, Hospital de la Santa Creu i Sant Pau, Barcelona. Medical Department, GlaxoWellcome, SA, Madrid.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes:</span> Algunos estudios han mostrado peor Calidad de Vida Relacionada con la Salud (CVRS) en las mujeres que en los hombres para un mismo nivel de obstrucción respiratoria en pacientes con asma. Sin embargo, dado el conocido fenómeno de peor CVRS en las mujeres en todo tipo de poblaciones, las diferencias descritas podrían ser debidas a este fenómeno general y no a una diferencia en la afectación del asma. El objetivo del presente estudio fue evaluar las diferencias en la CVRS expresada por pacientes asmáticos en relación con el género, mediante la utilización de las normas poblacionales de referencia.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Estudio transversal de los pacientes con asma de un municipio semirrural de 110.000 habitantes. Los pacientes eran remitidos desde los diferentes centros asistenciales del municipio (9 centros de primaria y un hospital) o acudían por cuenta propia (se realizó una campaña importante de publicidad). La evaluación incluía: espirometría y entrevista con datos sociodemográficos, clínicos y de morbilidad. La valoración de la CVRS se realizó mediante un instrumento genérico, el Perfil de Salud de Nottingham (PSN), y otro específico para enfermedad respiratoria, el St. George´s Respiratory Questionnaire (SGRQ)). Se calcularon: 1) las puntuaciones crudas del PSN y el SGRQ; y 2) las puntuaciones estandarizadas restando de las puntuaciones crudas las puntuaciones de referencia obtenidas en población general del grupo correspondiente de edad y género. Para ajustar por gravedad se utilizó una regresión lineal múltiple con la puntuación total del SGRQ como variable dependiente.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> De los 333 pacientes adultos que finalmente se incluyeron en el estudio, 214 eran mujeres (64%). No había diferencias por género en la distribución según gravedad del asma: 140 pacientes eran leves (42%), 116 moderados (35%) y 77 graves (23%). Las mujeres se diferenciaban de los hombres en que tenían mayor edad media (44,5 vs 37,9 años; p = 0,001), mayor porcentaje de no fumadores (66 vs 37%; p < 0,001) y mayor número de visitas al médico en el último año (5,0 vs 3,9; p = 0,023). Aunque las puntuaciones brutas del PSN mostraban diferencias entre mujeres y hombres (27 vs 16; p < 0,001), las puntuaciones estandarizadas no presentaban diferencias estadísticamente significativas (0,52 vs 0,73; p = 0,27). Sin embargo, las puntuaciones del SGRQ mostraban diferencias según el género, tanto crudas (40 vs 32; p < 0,001), como estandarizadas (3,69 vs 2,81; p = 0,001). Después de ajustar por diversos indicadores de gravedad (estadio, años de evolución, frecuencia de crisis, utilización de servicios sanitarios, consumo de tabaco y %VEMS) los hombres mantenían una diferencia de casi un punto por debajo de las mujeres en la puntuación estandarizada (coeficiente B = -0,95; p < 0,001).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Existen diferencias por género en la CVRS de los pacientes con asma aunque se utilicen las puntuaciones estandarizadas por edad y género, e incluso después de ajustar por diversos indicadores de gravedad. Esta diferencia sugiere una respuesta diferente a la enfermedad (debido a diferencias fisiológicas o conductuales) y/o diferencias en el manejo clínico del asma por género.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Estudio parcialmente financiado por GlaxoWellcome, SA, Madrid y CIRIT (2001SGR 00405).</span></p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 32</p><p class="elsevierStylePara">PERFILES DE SALUD EN LA POBLACIÓN INFANTIL DE BARCELONA</p><p class="elsevierStylePara"> S. Berra, M. D. Estrada, L. Rajmil, C. Borrell, M. Rodríguez, V. Serra-Sutton, A. Riley y B. Starfield</p><p class="elsevierStylePara"> Agència d'Avaluació de Tecnologia i Recerca Mèdiques, Barcelona; Institut Municipal d'Salut Pública; Johns Hopkins University, Baltimore.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes:</span> La encuesta de salud de Barcelona incluyó en el año 2000 la versión para padres del Child Health and Illness Profile-Parent Edition (CHIP-PE), un instrumento genérico para medir el estado de salud de los niños, desarrollado en Estados Unidos de América y validado en distintos entornos. El CHIP permite crear perfiles de salud que facilitan la presentación e interpretación de la información.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos:</span> Describir los perfiles de salud de los niños de 5 a 14 años de Barcelona y analizar su relación con indicadores socioeconómicos y características del informador.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> La encuesta de salud de Barcelona del año 2000 se realizó en una muestra aleatoria estratificada por distritos, obtenida del listado del padrón municipal. La muestra incluyó 836 niños de 5 a 14 años de edad. Los informadores indirectos respondieron a las dimensiones satisfacción con la salud y disconfort del CHIP-PE. Cada dimensión se categorizó en tres niveles (elevada, media y baja) tomando como punto de corte 0,6 desviaciones estándar de la media tipificada de la puntuación. El perfil de peor salud se definió cuando las puntuaciones en las dos dimensiones fueron bajas. Se recogió la declaración de enfermedades crónicas (si/no) y el nivel de estudios y la clase social ocupacional del cabeza de familia. También se tuvieron en cuenta la edad, el sexo, el nivel de estudios y la relación de parentesco del informador. Se analizó la prevalencia del perfil de peor salud y se ajustó un modelo de regresión logística para estimar la probabilidad de pertenecer a dicho perfil, considerando las características del niño, del informador y los factores sociodemográficos. En el análisis de los datos se tuvo en cuenta la ponderación derivada del diseño muestral.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> El 72% de los informadores fueron madres, el 19% fueron padres y los restantes fueron abuelos u otros familiares o cuidadores. El 7,3% de las niñas y el 6,2% de los niños presentaron el perfil de peor salud. La proporción de niños/as con el peor estado de salud fue del 11,2% entre los que declaraban una enfermedad crónica. La probabilidad de pertenecer al perfil de peor salud fue mayor cuando se declaraba una enfermedad crónica [odds ratio (OR): 2,01; intervalo de confianza (IC) 95%: 1,13-3,57] y cuando el cabeza de familia tenía estudios primarios (OR: 2,25; IC 95%:1,09-4,68), mientras que fue menor cuando el informador fue el padre (OR: 0,23; IC 95%: 0,07-0,78). No se encontraron diferencias según la clase social. Se observaron algunas interacciones entre indicadores socioeconómicos y características del informador que es necesario seguir explorando.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> El uso de un instrumento genérico de salud es un avance en el estudio de las desigualdades en salud en la infancia. Los resultados muestran desigualdades sociales en la salud de niños/as, teniendo en cuenta características del informador. En el futuro se analizará la relación entre los perfiles de salud y el uso de servicios sanitarios, para profundizar en el estudio de las necesidades de este grupo de edad.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 33</p><p class="elsevierStylePara"> DESIGUALDADES DE GÉNERO EN LA FRAGILIDAD</p><p class="elsevierStylePara"> J.R. Urbina, M.P. Jiménez, M. Hornillos y M.J. Esteban</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes:</span> Los mayores de 65 años son los principales usuarios del Sistema Nacional de Salud. La prevención resulta pues, en este grupo, de especial relevancia, sobre todo en el diagnóstico precoz o detección de signos marcadores de enfermedad. En este sentido el concepto de Fragilidad aparece como un predictor sintético de vulnerabilidad bio-psico-social en el anciano. Nuestro trabajo pretende demostrar que el hecho de ser MUJER comporta un mayor riesgo de ser FRAGIL según los marcadores de Fragilidad conocidos actualmente.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Se trata de un estudio Transversal mediante una encuesta de Campo, dirigida a una muestra representativa de la población mayor de 64 años residente en el Área Sanitaria de Guadalajara entre los años 1994-1999. El diseño muestral fue Polietápico con definición de Estratos por Cluster Analysis y con la selección aleatoria de Conglomerados (pueblos) y de sujetos de los mismos. El Tamaño tuvo en cuenta unas pérdidas estimadas de un 30%, un Error Muestral del 5% y una Potencia de un 80%. El Cuestionario se cumplimentó por un Médico experto en el área de Geriatría en dos Fases; Ámbito rural en 1994 y ámbito urbano 1999. Previamente se aplicó en una muestra piloto para validación interna y estimar tiempos y lenguaje de la entrevista clínica. Los Items incluían aspectos sociodemográficos, culturales, de relación social, de uso de servicios sanitarios, de incapacidad funcional y de diagnósticos de patologías físicas y psíquicas incapacitantes en el anciano. Las Esccalas Evaluativas utilizadas estaban validadas en España, y la definición de diagnósticos se hizo según protocolo extraído de la literatura geriátrica revisada. La Base de Datos construida con el registro de las variables de la encuesta fue analizada con el módulo CSAMPLE del software EPIINFO, para establecer, en la comparación bivariante, la existencia de asociación significativa (p-valor < 0,05) y su cuantificación mediante el Riesgo Relativo (Intervalo de Confianza 95% seguridad teniendo en cuenta el Efecto del Diseño). Se utilizó el software SPSS para realizar el ajuste simultaneo de las variables y comprobar su asociación independiente al hecho de ser MUJER. Para ello se construyó un modelo de Regresion Logistica no Condicional que se ejecutó por los métodos ENTER/BACKWARD STEP WISE (nivel de significación para la inclusión de variables en el modelo p-valor = 0,05).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Se estudiaron 786 sujetos de los cuales 420 fueron mujeres (53,4% I.C.: 49,9-56,9) con una edad media de 76 años (I.C.: 75,3-76,7), algo mayor que la de los hombres, pero sin significación estadística la diferencia. El análisis bivariante de la muestra no permitió encontrar diferencias entre el número de mujeres y hombres en la distribución de los marcadores siguientes; Tener más de 80 Años, Vivir en el Medio Rural, Ser Viudos, haber Ingresado en el Hospital, haber Cambiado de Domicilio y tener Ingresos Económicos por Persona y mes inferiores a 35.000 pts. Sin embargo de los que Vivían Solos el 72.5 eran mujeres(I.C.: 64-81, R.R = 1,5) y de los Analfabetos el 73,8% (I.C.: 62,8-84,7 R.R = 1,2). Las mujeres tenían más apoyo Social formal e informal 61,2% (I.C.: 53,5-68,8 R.R = 1,2) y recibían más Atención Médica a Domicilio 66,6% (I.C.: 55,5-77,7 R.R = 1,3). Por otra parte en las escalas de Evaluación Funcional había más incapacitadas para la vida diaria; Test de Katz > 1, 62,2% (I.C.:56.8-67.6 R.R = 1.3), Escala de Lawton > 1,60. 4% (I.C.: 54,3-66,4 R.R = 1,2). Además la mujer era más usuaria de Polifarmacia 60% (I.C.: 53-65,6 R.R = 1,2) probablemente por tener más de 3 patologías Incapacitantes Físicas 66,6 (I.C: 55,8-77,5 R.R = 1,3) y más Demencia Clínica (protocolo DSMIII) 63,9% (I.C.: 52,8-75 R.R = 1,2) además de encontrarse más deterioradas Cognitivamente (Minimental de Folstein < 26) 63,8% (I.C.: 58-69,5 R.R = 1,3) y con más tendencia a la Depresión (Escala de Yesavage > 10) 69,8% (I.C.: 57,4-82,2 R.R = 1,3). En el ajuste multivariante de los 17 marcadores de Fragilidad descritos más arriba y una vez extraído el efecto de agregación que pudieran tener unos factores sobre otros, se presentaron significativamente asociados: Vivir Sola R.R = 2,8 (I.C.: 1,8-4,4), Analfabetismo R.R = 3,2 (I.C.: 1,9-5,1), Incapacidad para las Actividades ,Básicas de la Vida Diaria R.R = 1.7 (I.C.:1,2-2,3) y el Deterioro Cognitivo R.R = 1,4 (I.C.: 1,2-2,4).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> El ser Mujer de 65 años o más es en sí mismo un Predictor de vunerabilidad para la incapacidad, la institucionalización o la muerte en nuestro estudio, por estar significativamente vinculado a Marcadores de Fragilidad muy relevantes, tanto social como funcionalmente.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 34</p><p class="elsevierStylePara">PERFILES DE SALUD EN LA ADOLESCENCIA SEGÚN EL GÉNERO, A PARTIR DEL CHILD HEALTH AND ILLNESS PROFILE-ADOLESCENT EDITION (CHIP-AE)</p><p class="elsevierStylePara"> V. Serra-Sutton, L. Rajmil, J. Alonso, A. Riley y B. Starfield</p><p class="elsevierStylePara"> Agència d'Avaluació de Tecnologia i Recerca Mèdica, Barcelona; Institut Municipal d'Investigació Mèdica i Universitat Autònoma de Barcelona, Barcelona; Johns Hopkins University, Baltimore.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes y objetivos:</span> El perfil de salud CHIP-AE es un instrumento genérico del estado de salud para adolescentes de 12-19 años, desarrollado en Estados Unidos de América, cuya versión española ha mostrado aceptables coeficientes de fiabilidad y validez. El CHIP-AE permite crear perfiles de salud a partir de la combinación de las puntuaciones de 4 de sus dimensiones: Satisfacción, Bienestar, Resistencia y Riesgos. La creación de los perfiles permite resumir información y facilita la interpretación de las puntuaciones. El objetivo del estudio ha sido describir los perfiles de salud de los adolescentes según el género.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Se administró el CHIP-AE a 902 adolescentes escolarizados procedentes de una muestra representativa de la ciudad de Barcelona. Siguiendo los trabajos de las autoras originales, se definieron 13 perfiles de salud. Para ello, se establecieron puntos de corte en las puntuaciones de cada una de las 4 dimensiones (0,6 desviación estándard de la media estandarizada a 20). A partir de estos puntos de corte se categorizó cada dimensión en 3 categorías: p.e. satisfacción baja (< 17), media (17-23) y alta (> 23). Las puntuaciones más elevadas indican mejor salud (más satisfacción, más bienestar, menos riesgos y más resistencia) y cada adolescente puede incluirse en un sólo perfil de salud. El perfil B (buena salud) indica que los adolescentes puntuaron entre 17-23 en todas las dimensiones; un adolescente en el perfil M (peor salud) indica que puntuó por debajo de 17 en 3 o las 4 dimensiones. El resto de los perfiles se definieron a partir de puntuaciones bajas en 1 o en 2 dimensiones: por ejemplo perfil E (baja resistencia) o perfil K (malestar ­riesgo). A partir de estos resultados, se calculó las probabilidad de pertenecer a un perfil de peor salud o de excelente salud según el género, mediante ecuaciones de regresión logística, controlando por el efecto de la edad y los otros factores socioeconómicos analizados.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> El 43,9% de los adolescentes se situaron en los perfiles de excelente o de buena salud (A y B), mientras que el 12% presentó el perfil de peor salud (M). Las chicas se situaron con más frecuencia en los perfiles de insatisfacción, malestar, malestar­baja resistencia así como en el perfil de peor salud. Por contra, los patrones de salud más frecuentes de los chicos fueron los de excelente/buena salud, riesgo elevado, y baja resistencia-riesgo elevado (p < 0,001). Los patrones de excelente salud fueron más frecuentes en los más jóvenes de ambos sexos (12-15 años), mientras que los de más edad presentaron los perfiles de riesgo elevado, e insatisfacción-riesgo elevado en mayor proporción que los más jóvenes. Las chicas presentaron mayor probabilidad de situarse en el perfil de peor salud (odds ratio [OR] 2,1; intervalo de confianza 95% [IC 95%]: 1,4-3,3), así como los de mayor edad (OR: 2,2; IC95%: 1,4-3,3).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Existe un patrón de salud específico de género en la adolescencia, indicando que probablemente las desigualdades de género en relación a la percepción de la salud se inician en la infancia. A partir los perfiles se pueden detectar necesidades en salud de grupos específicos de población tributarios de intervenciones sanitarias.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 35</p><p class="elsevierStylePara">FACTORES ASOCIADOS A LA DEPENDENCIA PARA LAS ACTIVIDADES AMBIENTALES SEGÚN GÉNERO</p><p class="elsevierStylePara"> C. Tomás, V. Zunzunegui, L. Moreno y C. German</p><p class="elsevierStylePara"> Universidad de Zaragoza. Universidad de Montreal.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Describir las diferencias de género en la dependencia para las actividades ambientales (AMA) tanto dentro (AMAD) como fuera del hogar (AMAF), y analizar si los efectos de los variables que influyen en la dependencia son distintos según el género.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Se realizó un estudio transversal de la población no institucionalizada mayor de 75 años en una Zona Básica de Salud de Zaragoza, en el año 1998 con muestreo aleatorio estratificado por edad (75-79, de 80-84 y mayores de 85 años) y sexo. De ellos 228/300 mujeres y 123/154 hombres aceptaron participar en el estudio. La información se obtuvo mediante entrevista personal en el domicilio. Las variables dependientes son la dependencia para realizar las AMAD y AMAF, (Lawton-Brody). La variable independiente es el género, controlando ésta por: edad, déficit cognitivo (Pfeifer), depresión (Yesavage), dependencia para las actividades del cuidado personal (ACP) (Katz) y percepción de salud que se agrupó para el análisis en buena y regular-mala. Se realizó un análisis bivariante y se aplicó el test de χ<span class="elsevierStyleSup">2</span> con nivel de significación p < 0,05 y se ajustaron dos modelos de regresión logística para evaluar las asociaciones de las variables independientes y la dependencia para AMAD y AMAF.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> La prevalencia de dependencia para las <span class="elsevierStyleItalic"> AMAD</span> es 91,1% en hombres y 71,3% en mujeres (p < 0,001). Las mujeres de mayor edad, las que están deprimidas, aquellas con déficit cognitivo y las que perciben tener mala salud (p < 0,001), presentaron mayor dependencia. En los hombres, ninguna de las variables examinadas está asociada a la dependencia. En el análisis multivariante, la dependencia está asociada con el sexo masculino (OR = 8,7 p < 0,001), más de 85 años (OR = 8,33 p < 0,001), la depresión (OR = 6,03 p = 0,006), la dependencia para las ACP (OR = 4,44 p < 0,001) y el déficit cognitivo (OR = 5,01 p = 0,018). La prevalencia de dependencia para las <span class="elsevierStyleItalic">AMAF</span> es 80,6% en hombres y 66,2% en mujeres. En las mujeres, la dependencia está asociada a la edad avanzada, la depresión, y peor percepción de salud (p < 0,001). En los hombres, no se observan asociaciones entre la dependencia para las AMAF y las variables examinadas. Los hombres tienen mayor riesgo de ser dependientes que las mujeres (OR = 2,12 p = 0,005). En el modelo multivariante la edad (OR = 4,62 p < 0,001), la dependencia para las ACP (OR = 4,2 p < 0,001), tener depresión (OR = 3,8 p = 0,048) y el déficit cognitivo (OR = 3,87 p < 0,001), y una mala percepción de salud (OR = 1,83 p = 0,048).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> La dependencia para las actividades dentro y fuera del hogar está asociada en las mujeres a un peor estado de salud, mayor depresión, mayor déficit cognitivo y mayor dependencia para las actividades del cuidado personal. Sin embargo, en los hombres la dependencia no está asociada a su salud. Esta diferencia puede explicarse por los roles que la mujer ha ido desempeñando a lo largo de la vida.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 36</p><p class="elsevierStylePara">APOYO SOCIAL Y ESTADO DE SALUD MENTAL EN POBLACIÓN MAYOR DE BARCELONA</p><p class="elsevierStylePara"> C. Lahuerta, M. Rodríguez, M. Borrell y M. Nebot</p><p class="elsevierStylePara">Institut Municipal de la Salut. Barcelona.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes:</span> Diversos estudios epidemiológicos han puesto de manifiesto la asociación entre la falta de apoyo social y la mala salud en la población. Este tema adquiere especial relevancia en los ancianos que, debido al progresivo envejecimiento de la población, constituyen un grupo cada vez más numeroso en países desarrollados.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos:</span> El siguiente estudio tiene como objetivo describir el grado de apoyo social en la población mayor de 64 años de Barcelona y analizar su relación con la salud mental.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Estudio de diseño transversal. La población de estudio fueron los individuos no institucionalizados de más de 64 años residentes en Barcelona. La información se obtuvo de la Encuesta de Salud de Barcelona de 2000, que se basa en una muestra estratificada por distritos. La salud mental se midió con el <span class="elsevierStyleItalic">General Health Questionnaire</span> de 12 ítems (GHQ-12), categorizando en 1: riesgo de salud mental (GHQ-12 >= 3) y en 0: no riesgo (GHQ < 3). Se obtuvieron diversas medidas de apoyo social: en primer lugar a partir del <span class="elsevierStyleItalic">Duke Profile</span>, un cuestionario de 8 ítems, se transforma la puntuación en una escala de 0 (menor apoyo) a 100 (mayor apoyo), en segundo lugar una variable de apoyo emocional (tener personas con quien hablar de problemas personales) y finalmente, como medida de red social, se obtuvieron el número de amigos y el número de familiares que el entrevistado veía cada mes. Además se tuvieron en cuenta el estado de salud percibido y el número de limitaciones en la realización de 16 actividades de la vida diaria y como variables sociodemográficas la edad (65 a 74 años y mayores de 74), el sexo y la clase social (manuales y no manuales) obtenida según la Clasificación Nacional de Ocupaciones de 1994. Se realizó un análisis descriptivo y también análisis bivariado y multivariado mediante ajustes de modelos de regresión logística, siendo la variable dependiente la salud mental, las variables independientes de apoyo social y las demás covariables de ajuste.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Se entrevistaron 955 personas de edad igual o superior a los 64 años. Un 90% de los hombres y un 88% de las mujeres declararon tener apoyo emocional. El valor del <span class="elsevierStyleItalic">Duke profile</span> fue de 79,8 en los hombres y de 77,3 en las mujeres. Un 10% de los hombres y un 22% de las mujeres presentaban riesgo de mala salud mental. En el análisis multivariado, los hombres con menor apoyo emocional presentaron peor estado de salud mental (OR = 4,4; IC95% = 1,2-15,8) y, en ambos sexos, valores bajos del <span class="elsevierStyleItalic">Duke Profile</span> se asociaron a un peor estado de salud mental (OR = 0,97; IC95% = 0,95-0,99 en hombres y OR = 0,96; IC95% = 0,95-0,98 en mujeres).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> La falta de apoyo social se relaciona con el riesgo de mala salud mental tanto en hombres como en mujeres. En hombres, además la falta de apoyo emocional es también determinante en su salud mental.</p><p class="elsevierStylePara"> Nuestros resultados ponen una vez más de manifiesto que, no sólo es justo, sino necesario prestar más atención a nuestros mayores.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 37</p><p class="elsevierStylePara">EL ASMA Y LA DEPRESIÓN EN LOS ADOLESCENTES</p><p class="elsevierStylePara"> C. Pereira y H. Barros</p><p class="elsevierStylePara"> Serviço de Higiene e Epidemiologia, Faculdade de Medicina do Porto, Porto - Portugal.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes:</span> El asma es una enfermedad con elevada prevalencia en las edades pediátricas y constituye un importante problema de salud pública en las sociedades industrializadas. Se asocia a una gran morbilidad y puede originar limitaciones importantes en la capacidad de realización de las actividades de la vida diarias. El objetivo de este estudio es cuantificar la sintomatología depresiva y relacionarla con el asma en los adolescentes.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Realizamos un estudio transversal escogiendo una muestra al azar de 5.383 adolescentes (53,1% de sexo femenino) y con edades comprendidas entre los 12 y 18 años (15,2 ± 1,2), registrados en las escuelas del districto de Viseu. La información fue obtenida a través de un cuestionario auto-aplicado y respondido por los adolescentes en la sala de aula. La definición de asma correspondió a la respuesta afirmativa para la presencia de disnea con broncoespasmo en ausencia de infección respiratoria. La gravedad del asma fue determinada por la frecuencia de los síntomas respiratorios. Para la evaluación de la sintomatología depresiva se utilizó el Inventario de Depresión de Bech (BDI) - versión para adolescentes y validado para Portugal.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> La puntuación media de síntomas depresivos fue superior en los adolescentes asmáticos (13,5; IC95%: 12,4-14,7 vs. 8,8; IC95%: 8,5-9,0; p < 0,001), aun después de efectuado el ajuste para el sexo, la edad, y el estatuto socio-económico por análisis de la covariación. Los síntomas depresivos se correlacionaron con la frecuencia de síntomas respiratorios (p para la tendencia < 0,001). La prevalencia de la depresión (BDI > / = 16) fue de 18,7% en el conjunto de los adolescentes, siendo superior entre los adolescentes asmáticos tanto en el grupo femenino como en el masculino (44,0% vs. 23,4%, p < 0,001 en las mujeres y 15,7% vs. 11,6% p < 0,001 en los hombres).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Los síntomas depresivos son más frecuentes entre los adolescentes asmáticos. Existe una correlación positiva entre la frecuencia de síntomas respiratorios y la gravedad de la sintomatología depresiva. El asma, como otras enfermedades crónicas, se asocia a indicadores desfavorables de naturaleza psicosocial.</p>" "pdfFichero" => "138v16nSupl.1a13036601pdf001.pdf" "tienePdf" => true ] "idiomaDefecto" => "es" "url" => "/02139111/00000016000000S1/v0_201302051454/13036601/v0_201302051455/es/main.assets" "Apartado" => array:4 [ "identificador" => "799" "tipo" => "SECCION" "es" => array:2 [ "titulo" => "Comunicaciones orales" "idiomaDefecto" => true ] "idiomaDefecto" => "es" ] "PDF" => "https://static.elsevier.es/multimedia/02139111/00000016000000S1/v0_201302051454/13036601/v0_201302051455/es/138v16nSupl.1a13036601pdf001.pdf?idApp=WGSE&text.app=https://gacetasanitaria.org/" "EPUB" => "https://multimedia.elsevier.es/PublicationsMultimediaV1/item/epub/13036601?idApp=WGSE" ]
Información del artículo
ISSN: 02139111Idioma original: Español
Datos actualizados diariamente
| año/Mes | Html | Total | |
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| 2024 Noviembre | 11 | 2 | 13 |
| 2024 Octubre | 103 | 41 | 144 |
| 2024 Septiembre | 78 | 22 | 100 |
| 2024 Agosto | 80 | 30 | 110 |
| 2024 Julio | 57 | 17 | 74 |
| 2024 Junio | 46 | 23 | 69 |
| 2024 Mayo | 42 | 24 | 66 |
| 2024 Abril | 43 | 16 | 59 |
| 2024 Marzo | 50 | 22 | 72 |
| 2024 Febrero | 45 | 41 | 86 |
| 2024 Enero | 37 | 18 | 55 |
| 2023 Diciembre | 32 | 10 | 42 |
| 2023 Noviembre | 43 | 21 | 64 |
| 2023 Octubre | 64 | 14 | 78 |
| 2023 Septiembre | 36 | 15 | 51 |
| 2023 Agosto | 28 | 12 | 40 |
| 2023 Julio | 35 | 23 | 58 |
| 2023 Junio | 30 | 15 | 45 |
| 2023 Mayo | 16 | 10 | 26 |
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