C.1.4. Epidemiología cardiovascular y de la nutrición
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Epidemiología cardiovascular y de la nutrición</span></p><p class="elsevierStylePara"> Moderadora:<br></br><span class="elsevierStyleItalic">María José Tormo</span></p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 87</p><p class="elsevierStylePara">LETALIDAD POBLACIONAL POR INFARTO AGUDO DE MIOCARDIO (IAM) SEGÚN DIFERENTES PERÍODOS DE SUPERVIVENCIA: ESTUDIO IBERICA</p><p class="elsevierStylePara"> M.J. Tormo, E. Almar, V. García, M.C. Tobalina, S. Carretero, S. Bosch y R. Elosua</p><p class="elsevierStylePara">Servicio Epidemiología, Consejería de Sanidad, Murcia. Centro Regional de Salud Pública, Consejería de Sanidad, Talavera de la Reina. Instituto de Salud Pública, Departamento de Sanidad, Pamplona. Departamento de Sanidad, Vitoria. Unidad Coronaria, Hospital Son Dureta, Palma de Mallorca. Servicio de Epidemiología, Conselleria de Sanitat, Valencia. Unidad de Epidemiología Cardiovascular y Lípidos, Institut d'investigació medica, Barcelona y Unidad Coronaria Hospital Josep Trueta, Girona.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Describir la letalidad poblacional por IAM observada en el estudio IBERICA teniendo en cuenta diferentes períodos de supervivencia y el acceso a atención hospitalaria. Se calculan las siguientes letalidades: prehospitalaria, 24 horas del inicio de los síntomas, hospitalaria a 28 días, hospitalaria a 28 días en los que sobreviven 24 horas, y letalidad poblacional a 28 días.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Siguiendo los criterios MONICA se han incluido todos los casos de IAM seguros (letales y no) y los casos letales posibles y con datos insuficientes obtenidos a partir del estudio IBERICA (conjunto de 7 registros poblacionales de IAM) durante el período 1997-98 en personas de 25 a 74 años. Las diferentes letalidades se presentan como proporciones crudas y estandarizadas por edad para cada sexo. Adicionalmente se compara con los datos proporcionados por el estudio MONICA para el rango de edad de 35-64 años.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Durante el período de estudio el número de IAM recogidos fue 11.025 falleciendo el 37,5% (4.129) de los mismos. La letalidad estandarizada por edad, en todos sus tipos, presenta cifras superiores en las mujeres. Uno de cada 4 IAM muere antes de llegar al hospital (26,8% en mujeres, 25,4% en hombres). En las primeras 24 horas fallecen uno de cada 3 infartados (33,8% en mujeres, 31,5% en hombres). La letalidad a los 28 días del inicio del episodio es de 40,4% en mujeres y 36,6% en hombres. En los pacientes hospitalizados la letalidad a 28 días es 18,8% en mujeres y 15,4% en hombres, presentándose fundamentalmente en las primeras 24 horas. (10,3% y 7,9%, respectivamente). Comparativamente con los datos publicados por el estudio MONICA referidos al último quinquenio de la década de los 80 en el estudio IBERICA las cifras son inferiores, en ambos sexos, para todos los tipos de letalidad aunque las mayores diferencias se observan en las letalidades a los 28 días del inicio de síntomas (entre 40% y 67% inferiores) y las menores en las muertes prehospitalarias y en las primeras 24 horas (inferiores en un 25-30%). Las diferencias con respecto al centro MONICA-Cataluña siguen la misma tendencia observada para los datos internacionales aunque con diferencias menores: entre 20% y 56% inferiores en las mortalidades a 28 días y entre 9% y 16% en las prehospitalarias y a las 24 horas.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Discusión:</span> El IAM es una patología con una elevada letalidad. Esta letalidad se produce fundamentalmente en las primeras 24 horas. Respecto a registros de finales de los 80 e inicios de los 90 se observa una reducción de la letalidad, fundamentalmente explicada por una mejora en la supervivencia de los pacientes hospitalizados. Menor variación se observa sin embargo en los momentos precoces del proceso donde todavía se acumula una buena parte de la letalidad por IAM. La identificación precoz de síntomas, el traslado urgente a un centro sanitario y la instauración rápida de terapias.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 88</p><p class="elsevierStylePara">EL INFARTO AGUDO DE MIOCARDIO EN GIPUZKOA</p><p class="elsevierStylePara"> N. Larrañaga y M. Baterretxea</p><p class="elsevierStylePara"> Subdirección de Salud Pública de Gipuzkoa. Departamento de Sanidad del Gobierno Vasco. Donostia-San Sebastián.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Introducción:</span> La mejor información para establecer la incidencia de IAM en una zona geográfica la proporcionan los registros de base poblacional, que utilizan una metodología común y permiten la comparación de datos de distintos regiones o países. El proyecto IBERICA se enmarca en este tipo de registros, y durante los años 1997 y 1998 recogió los datos de IAM en población de menos de 75 años. En la CAPV, se amplía el registro a la población de más de 75 años para los años 1999 y 2000, para poder conocer el impacto de la enfermedad en la población mayor de 75 años, y sobre todo en las mujeres en las que la enfermedad no tiene apenas relevancia hasta esa edad.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Determinar las tasas de incidencia, ataque, mortalidad y letalidad de los años 1999 y 2000 de Gipuzkoa, una de las áreas incluidas en el proyecto IBERICA del País Vasco.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Método:</span> Registro poblacional de infartos agudos de miocardio (IAM) presentados durante 1999 y 2000 y residentes en las comarcas de Gipuzkoa estudiadas (población estimada para el período de 695.336 habitantes). Se registran y estudian todos los casos sospechosos de IAM a partir del registro activo de pacientes ingresado en las unidades coronarias, los listados de altas hospitalarias y los boletines de defunción, quedando categorizados como IAM seguros, posibles y con datos insuficientes.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Las tasas de incidencia, incidencia acumulada (tasa de ataque), mortalidad y las tasas de letalidad se presentan en la siguiente tabla.</p><p class="elsevierStylePara"><img src="138v16nSupl.1-13036609tab01.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Las tasas de incidencia e incidencia acumulada y mortalidad aumentan en los hombres a partir de los 45 años y a partir de los 65 en mujeres con un incremento más acusado a partir de los 75 años sobre todo en mujeres. La razón de tasas entre hombre y mujeres va disminuyendo con la edad. La letalidad tiene un comportamiento similar en hombres y mujeres.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 89</p><p class="elsevierStylePara">INFARTO AGUDO DE MIOCARDIO CON INGRESO HOSPITALARIO EN GIPUZKOA</p><p class="elsevierStylePara"> N. Larrañaga y M. Baterretxea</p><p class="elsevierStylePara"> Subdirección de Salud Pública de Gipuzkoa. Departamento de Sanidad del Gobierno Vasco. Donostia-San Sebastián.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Introducción:</span> El registro de IAM de Gipuzkoa, enmarcado dentro del estudio IBERICA, proporciona datos de incidencia, mortalidad y letalidad poblacional, pero además, en los casos con ingreso hospitalario, recoge datos sobre el acontecimiento o las características clínicas, antecedentes y el manejo hospitalario de los casos. Los años 1997 y 1998 se estudiaron los IAM de la zona en población de 25 a 74 años, pero los años 1999 y 2000 se amplió el estudio a mayores de 75. Se presentan datos preliminares de este último período.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Describir las características clínicas, factores de riesgo, medios diagnósticos y terapéuticos empleados y las complicaciones producidas de los casos de IAM con ingreso hospitalario.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Método:</span> Registro poblacional de infartos agudos de miocardio (IAM) presentados durante 1999 y 2000 y residentes en las comarcas de Gipuzkoa estudiadas (695.336 habitantes estimados para el período). Se registraron y estudiaron todos los casos sospechosos de IAM a partir del registro activo de pacientes ingresados en las unidades coronarias, los listados de altas hospitalarias y los boletines de defunción, quedando categorizados en IAM fatales y no fatales seguros y fatales posibles y fatales con datos insuficientes. Se seleccionaron los casos de IAM con ingreso hospitalario y categorizados como infartos seguros y posibles.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> El número total de IAM con ingreso hospitalario en residentes en las dos comarcas de Gipuzkoa ascendió a 1.127, un 52% del total de casos registrados. El 69% de los casos se presentaron en hombres, de los cuales el 24% eran mayores de 75 años, mientras que entre las mujeres esta proporción era del 56%. El 90% de los hombres con IAM son atendidos en las Unidades de Cuidados Intensivos del área frente al 75% de las mujeres. Sin embargo, no existen diferencias significativas en cuanto a las características de presentación de IAM (ECG, enzimas y síntomas) y por otra parte las mujeres (Killip III-IV al ingreso 21%) presentaron cuadros de IAM más graves que los hombres (14%). La demora entre el inicio de síntomas y la monitorización fue superior en las mujeres (120 minutos) que en hombres (90 minutos). Se observaron diferencias significativas en la distribución de los factores de riesgo por género. Así, el antecedente de consumo de tabaco se registró en el 54% de los hombres (32% de fumadores actuales) frente al 10% de mujeres(9% de fumadoras actuales), mientras que la prevalencia de hipertensión arterial fue superior en mujeres(63% vs 43%), al igual que la diabetes (30% vs 18%). Sin embargo, la proporción de hombres con antecedente de colesterolemia fue superior (34 vs 28%). Se les realizaron menos Ecocardiogramas (82% vs 68%), pruebas de esfuerzo (33% vs 14%) y cateterismo (48% vs 29%) a las mujeres. Se aplicó trombolisis al 33% de los hombres y 24% de las mujeres y se realizaron más angioplastias (48% vs 29%) y cateterismo (10% vs 6%) en hombres que en mujeres. Por último, se observaron complicaciones en mayor proporción en las mujeres al igual que una mayor letalidad (13% vs 21%), a pesar de que la proporción de fallecidos fue similar (44% vs 42%) en las primeras 24 horas tras el IAM.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Existen diferencias claras en cuanto a la edad de presentación de IAM entre hombres y mujeres y si se tiene en consideración que más del 50% de los IAM se presentan en éstas después de los 75 años, resulta de suma importancia incluir los grupos de edad avanzada en los registros de IAM para poder estudiar las diferencias en el manejo hospitalario y sus consecuencias.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 90</p><p class="elsevierStylePara">EL INFARTO ¿POR QUÉ LA SOBREMORTALIDAD EN MUJERES?</p><p class="elsevierStylePara"> C. Mosquera Tenreiro, J. De la Hera Galarza, V. Barriales Álvarez, Grupo de Estudio RIMAS</p><p class="elsevierStylePara"> Consejería de Salud y Servicios Sanitarios; H Carmen y Severo Ochoa y H Central de Asturias.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes y objetivo:</span> Las enfermedades cardiovasculares supusieron el 41% del total de muertes en las mujeres asturianas en el año 2000 (29% en los hombres); la enfermedad isquémica del corazón (infarto y otras enfermedades isquémicas) fueron el 11% del total en las mujeres (12% en los hombres). El objetivo de este estudio fue conocer la incidencia, letalidad y mortalidad por Infarto Agudo de Miocardio (IAM) en las mujeres y hombres de Asturias y explorar hipótesis explicativas de las diferencias encontradas.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Los datos analizados fueron los del Registro de Infarto de Miocardio de Asturias (estudio RIMAS) realizado en 1998 y promovido por la Asociación Asturiana de Cardiología. Se estudiaron los casos de IAM atendidos en los hospitales asturianos y registrados por el RIMAS.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Este registro alcanzó un 77% de cobertura del total de casos que llegaron a los hospitales. La incidencia hospitalaria estimada (asumiendo que el subregistro de casos afectara igualmente a mujeres y hombres) fue de 78 y 214 casos por cien mil en mujeres y hombres, respectivamente, es decir, 2,7 veces superior en los hombres. La mortalidad por IAM el año del estudio fue 1,7 veces mayor en hombres. La letalidad durante la estancia hospitalaria de los casos registrados, fue del 24% en mujeres y 10% en los hombres, es decir, 2,4 veces superior en las mujeres; esta mayor letalidad ocurrió en todos los grupos de edad (excepto en el de 65-69 años). Las mujeres presentaron unos tiempos de llegada a urgencias, desde el comienzo de los síntomas, superiores a los de los hombres, tardando una hora más de promedio (180 minutos las mujeres y 120 minutos los hombres); este mayor retraso ocurrió a todas las edades (exceptuando el intervalo 65-69 años). El 51% de los casos en hombres y el 40% en mujeres habían llegado al hospital en las dos primeras horas; el 78% de los casos en hombres y el 69% en mujeres habían llegado en las seis primeras horas. Los factores de riesgo en los casos registrados presentaban un diferente patrón: las mujeres tenían un promedio de 1,5 factores de riesgo mientras que en los hombres era de 2,3. En las mujeres los más frecuentes fueron la hipertensión arterial (56% de los casos), las dislipemias (35%) y la diabetes (30%), mientras que en los hombres el ser o haber sido fumador (84%), la hipertensión (38%) y las dislipemias (33%).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Las mujeres con IAM presentaron un diferente patrón en los factores de riesgo y en la incidencia de la enfermedad. La letalidad hospitalaria fue mayor en ellas, parte de esa diferencia podría estar relacionada con el mayor retraso en acudir a urgencias, variable relacionada a su vez con la elección y rapidez en la instauración del tratamiento. Es necesario emprender las acciones oportunas para disminuir los tiempos de llegada a urgencias e investigar las razones que expliquen el mayor retraso en las mujeres, así como las características de los casos que no llegan al hospital.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 91</p><p class="elsevierStylePara">FOLATOS EN LA PROTECCIÓN CORONARIA: NO ES SÓLO CUESTIÓN DE SUPLEMENTOS</p><p class="elsevierStylePara"> A. Alonso, S. Hernández-Díaz, E. Fernández-Jarne, M. Serrano-Martínez, J. De Irala-Estevez y M. A. Martínez-González</p><p class="elsevierStylePara">Slone Epidemiology Unit, Boston University School of Public Health, Brookline, MA, EE.UU.; Unidad de Epidemiología y Salud Pública y Departamento de Cardiología, (Clínica Universitaria), Facultad de Medicina, Universidad de Navarra; Servicio de Medicina Preventiva, Hospital Virgen del Camino, Pamplona; Servicios de Atención Primaria de Navarra.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes:</span> Los niveles elevados de homocisteína plasmática se han asociado con un mayor riesgo de enfermedad cardiovascular (1). Dado que la ingesta de folato puede reducir los niveles de homocisteína, hemos investigado la asociación entre el consumo de folato en la dieta y el riesgo de infarto de miocardio no fatal.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Estudio de casos y controles en tres grandes hospitales de Pamplona, realizado entre 1999 y 2001. Se eligieron 171 pacientes menores de 80 años ingresados por un primer infarto de miocardio y se emparejaron por sexo, edad, hospital y mes de calendario con 171 controles hospitalarios. Se excluyeron aquellos participantes (tanto casos como controles) con enfermedad cardiovascular previa. Se entrevistó a los participantes sobre factores médicos y de estilo de vida. Para la determinación de la dieta, completaron un cuestionario semicuantitativo de frecuencia de alimentos, previamente validado en España (2). Se calculó la ingesta de folato ajustada por energía y se estimaron, mediante las odds ratios, los riesgos relativos (RR) de infarto de miocardio e intervalos de confianza al 95% (IC 95%) utilizando regresión logística condicional. Los riesgos relativos se ajustaron por factores de riesgo convencionales.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Sólo el 5,6% de los participantes estaban consumiendo suplementos vitamínicos. Las principales fuentes de folatos fueron verduras, judías verdes y naranjas, pero no los suplementos. El RR emparejado para ingestas de folatos en el cuartil superior (> 340 µg/día) fue de 0,57 (IC 95%: 0,35 ­ 0,94), comparado con niveles de ingesta menores. El RR ajustado por múltiples factores de confusión fue de 0,51 (IC 95%: 0,24 ­ 1,06). No existía un efecto ulterior para ingestas superiores a 400 µg/día.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Conclusión:</span> Nuestros resultados, obtenidos interesantemente en una población donde los suplementos no son fuente importante de folatos, proporcionan nuevas pruebas para apoyar que el consumo de folato puede ser un factor protector independiente frente al infarto de miocardio. La magnitud del efecto, su plausibilidad biológica y la consistencia entre diversos estudios ofrecen apoyo para una posible relación causal.</p><p class="elsevierStylePara"> 1. Ford ES, et al. Homocyst(e)ine and cardiovascular disease: a systematic review of the evidence with special emphasis on case-control studies and nested case-control studies. Int J Epidemiol 2002;31:59-70.</p><p class="elsevierStylePara"> 2. Martín-Moreno JM, et al. Development and validation of a food frequency questionnaire in Spain. Int J Epidemiol 1993;22:512-9.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 92</p><p class="elsevierStylePara"> ANISAKIS SIMPLEX COMO FACTOR DE RIESGO PARA URTICARIA AGUDA RECIDIVANTE: UN ESTUDIO CASO-CONTROL</p><p class="elsevierStylePara"> H. Falcão, N. Lunet, T. Tribuzi, E. Neves y H. Barros</p><p class="elsevierStylePara"> Unidad de Imunoalergología, Hospital Maria Pia, Porto, Portugal. Servicio de Higiene y Epidemiología, Facultad de Medicina de Porto, Porto, Portugal. Servicio de Patología Clínica, Hospital Maria Pia, Porto, Portugal.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Antecedentes:</span> El Anisakis es un parásito nemátodo cuyas larvas infectan, como hospederos intermediarios, varios tipos de peces y cefalópodos generalmente presentes en la dieta Ibérica. La sensibilización al A. simplex, como consecuencia de la ingestión de pescado infectado, crudo o cocinado, es un factor de riesgo posible para asma, urticaria, angioedema y anafilaxia.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Cuantificar el riesgo de urticaria aguda recidivante asociado a la sensibilización a A. simplex.Métodos:Efectuamos un estudio caso-control de base hospitalar, en niños y adolescentes (6 a 18 años).Los casos, 117 individuos con diagnóstico clínico de urticaria aguda recidivante, fueron seleccionados en la Unidad de Imunoalergología del Hospital Maria Pia. Setenta y uno controles fueron consecutivamente seleccionados en el Departamento de Cirugía General del mismo hospital.La sensibilización al A. simplex fue analizada por prick-tests (2,0 mg/ml de extracto de A. Simplex) y por determinación de IgE específica. Se consideraron sensibilizados a A. simplex los individuos con resultados positivos para prick-teste o para IgE específica. También fueron efectuados prick-teste para Ascaris lumbricoides, varios tipos de pescados y aeroalergenos comunes, y determinación de IgE específica anti-A. lumbricoides. Se consideraron sensibilizados a A. lumbricoides los individuos con resultados positivos para prick-test o para IgE específica. Se consideraron sensibilizados para los pescados los participantes con sensibilización para por lo menos uno de los pescados analizados y se consideraron atópicos los sensibilizados para al menos uno de los aeroalergenos comunes.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Resultados:</span> La magnitud de la asociación entre la sensibilización al A. simplex e la urticaria aguda recidivante, medida a través de odds ratio e respectivo intervalo de confianza a 95% (IC95%) fue de 3,3 (IC95% 1,2-9,6). Entre los no sensibilizados al A. lumbricoides, no sensibilizados al pescado y no atópicos, el riesgo fue de 4,4 (IC95% 1,1-20,3), 2,5 (IC95% 0,9-7,6), 2,2 (IC95% 0,4-13,6), respectivamente.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Conclusiones:</span> La sensibilización al parásito A. Simplex se asoció al aparecimiento de urticaria aguda recidivante. La continuación de este estudio permitirá cuantificar la magnitud de este riesgo de forma más precisa teniendo en consideración posibles factores de confusión o modificadores de efecto como la atopía o la sensibilización a A. lumbricoides y/o a pescados.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 93</p><p class="elsevierStylePara"> PREVALENCIA DEL SÍNDROME METABÓLICO EN LA POBLACIÓN CANARIA</p><p class="elsevierStylePara"> E.E. Álvarez, L. Ribas y L. Serra</p><p class="elsevierStylePara"> Dpto. Salud Pública, Universidad Miguel Hernández, Alicante. Centro de Investigación en Nutrición Comunitaria, Parque Científico de la Universidad de Barcelona, Dpto. Medicina Preventiva y Salud Pública, Universidad de Las Palmas de Gran Canaria, Las Palmas.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Introducción:</span> Recientemente el programa norteamericano para la detección, evaluación y tratamiento de la hipercolesterolemia en adultos (ATPIII) ha publicado los criterios diagnósticos del síndrome metabólico. Este trabajo presenta la prevalencia de este síndrome en la población canaria.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Material y métodos:</span> En la Encuesta Nutricional de Canarias (ENCA 97-98) participó una muestra representativa de la población canaria de 6 a 75 años, a los que se realizó una encuesta de salud, medición antropométrica y extracción sanguínea. Para este estudio se seleccionaron los 578 individuos mayores de 18 años. El síndrome metabólico se define (criterios ATP III) como la presencia de 3 o más de los siguientes criterios: circunferencia de cintura > 102 cm en hombres o > 88 cm en mujeres; trigliceridemia sérica > = 150 mg/dl; colesterol-HDL < 40 mg/dl en hombres o < 50 mg/dl en mujeres; tensión arterial > = 130 mmHg sistólica y/o > = 85 mmHg diastólica; o glucemia sérica > = 110 mg/dl.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Resultados:</span> Tres de cada cuatro individuos cumplían al menos uno de los criterios que definen este síndrome. Los hombres mostraron una prevalencia superior de hipertrigliceridemia; hipertensión arterial; e hiperglucemia. En las mujeres predominó la obesidad abdominal y el bajo colesterol-HDL. La prevalencia del síndrome metabólico fue del 24,4% (IC 95% de 19,6 a 29,8), sin diferencias por sexos. La prevalencia aumenta con la edad, observándose en el grupo de edad de 18 a 44 años una prevalencia del 10,1% (IC 95: 5,9 - 16,5) mientras que en el grupo de 45 a 74 años la prevalencia es casi cuatro veces superior, siendo del 38,5% (IC 95: 30,7 - 46,9).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Conclusiones:</span> La prevalencia del síndrome metabólico en el estudio ENCA es alta, similar a la encontrada en EE.UU. (21,8%). Su correcto diagnóstico y tratamiento podría ser importante para disminuir la incidencia de enfermedad coronaria en nuestro contexto.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 94</p><p class="elsevierStylePara"> EVALUACIÓN DE LA INGESTIÓN ALIMENTARIA DE ACUERDO CON EL ÍNDICE DE MASA CORPORAL</p><p class="elsevierStylePara"> A. Santos, E. Ramos y C. Lopes</p><p class="elsevierStylePara"> Serviço de Higiene e Epidemiologia, Faculdade de Medicina. Hospital de S. João, Porto.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Antecedentes:</span> Los errores de medición de la ingestión alimentaria tienen una gran importancia en la epidemiología nutricional. Los errores sistemáticos como en el caso de la subdeclaración de los hábitos alimentarios, difieren según el método utilizado para su evaluación. Este estudio tiene por objeto analizar el efecto del índice de masa corporal en la ingestión alimentaria cuando se utiliza como métodos un cuestionario de frecuencia alimentaria o el registro dietético.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Métodos:</span> Estudiamos 173 personas seleccionadas por aleatorización de dígitos telefónicos entre los residentes de la ciudad de Porto. Todos los participantes respondieron un cuestionario estructurado. La actividad física fue evaluada por inquérito, siendo recogidas informaciones acerca de la actividad física habitual en el último año. Para obtener los datos sobre los hábitos alimentarios usamos un cuestionario semicuantitativo de frecuencia alimentaria (CFA), anteriormente validado para esta población. Los participantes respondieron también a registros dietéticos (RD) diarios durante una semana y en cuatro épocas diferentes del año. El índice de masa corporal (IMC) se calculó dividiendo el peso (kg) por la altura al cuadrado (m<span class="elsevierStyleSup">2</span>). Los participantes fueron divididos en tres clases de índice de masa corporal: normoponderales (18,5 kg/m<span class="elsevierStyleSup">2</span>-24,9 kg/m<span class="elsevierStyleSup">2</span>), exceso de peso (25,0 kg/m<span class="elsevierStyleSup">2</span>-29,9 kg/m<span class="elsevierStyleSup">2</span>) e obesos (> 29,9 kg/m<span class="elsevierStyleSup">2</span>). Todos los datos referentes a la ingesta alimentaria fueron almacenados y convertidos en nutrientes utilizando el programa Food Processor Plus<span class="elsevierStyleSup">®</span>. Después de la estratificación por sexo las medias de ingestión alimentaria fueron comparadas por análisis de varianza o equivalente no paramétrico.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Resultados:</span> Verificamos que las mujeres normoponderales eran significativamente más jóvenes (55 años vs 65 años vs 58 años, p < 0,001) e tenían una actividad física total superior en relación a las que tenían exceso de peso o a las obesas (1,49 MET/h vs 1,39 MET/h vs 1,47 MET/h, p = 0,006), no siendo encontradas diferencias significativas en el grupo de sexo masculino. En relación a la práctica regular de deporte no fueron encontradas diferencias significativas entre sexos para las diferentes clases de IMC. Las mujeres obesas cuando comparadas con las normoponderales, declararon en media una ingestión calórica total significativamente menor tanto por el CFA como por el RD (CFA: 1.955 kcal vs 2.290 kcal, p = 0,021; RD: 1.571 kcal vs 1.895 kcal p < 0,001). El mismo tipo de resultados se obtuvo cuando comparamos hombres obesos con normoponderales aunque esta diferencia no fue significativa (CFA: 2.590 kcal vs 2.698 kcal p = 0,742; RD 2.035 kcal vs 2.158 kcal, p = 0,490). En el caso de los nutrientes sin contributo calórico, como la vitamina C e E, las ingestas fueron menores en el grupo de los participantes obesos que en los normoponderales, aunque esta diferencia solo fue significativa en el grupo de mujeres cuando utilizamos el RD (p = 0,031 e p = 0,001 respectivamente para la vitamina C e E).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Conclusiones:</span> Los participantes obesos declararon ingestiones calóricas medias menores que los normopoderales en ambos métodos de evaluación (CFA e RD).</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 95</p><p class="elsevierStylePara"> GÉNERO, ESTILO DE VIDA Y PATRONES DIETÉTICOS EN EL PROYECTO SUN</p><p class="elsevierStylePara"> A. Sánchez-Villegas, M. Delgado-Rodríguez, J. de Irala-Estévez, A. Alonso y A. Martínez-González</p><p class="elsevierStylePara"> Universidad de Navarra. Facultad de Medicina., Unidad de Epidemiologia y Salud Publica, Pamplona.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Objetivos:</span> Identificar empíricamente los principales patrones dietéticos seguidos por los primeros participantes de la cohorte SUN (Seguimiento Universidad de Navarra) y determinar su relación con características sociodemográficas y de estilo de vida.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Métodos:</span> Se analizaron de forma transversal los primeros 3847 participantes (1587 varones y 2260 mujeres) pertenecientes a la valoración basal de un estudio prospectivo de cohortes basado en cuestionarios enviados por correo. Se llevó a cabo un análisis factorial de componentes principales basado en 30 grupos definidos de alimentos para determinar los principales patrones dietéticos existentes en la cohorte. Se ajustaron modelos de regresión múltiple utilizando como variable dependiente el porcentaje relativo de adhesión a cada patrón. Se determinó la relación de diferentes factores sociodemográficos y de estilo de vida (edad, índice de masa corporal, poseer una titulación biosanitaria, estado civil, nivel educativo, actividad física durante el tiempo libre, hábito tabáquico y diagnóstico previo de diversas enfermedades) con la adhesión relativa a cada uno de estos patrones dietéticos.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Resultados:</span> En esta cohorte de graduados universitarios de edades medias (edad media: 40,0 años en hombres y 35,2 años en mujeres), se encontraron dos principales patrones dietéticos. El patrón que más variabilidad explicaba se denominó "patrón occidentalizado" y se compuso principalmente por comidas rápidas y preparadas, patatas fritas, productos lácteos enteros, carnes rojas, salsas y huevos. El segundo patrón se caracterizó por la abundancia de verduras, frutas, carne de ave, aceite de oliva, legumbres, frutos secos y patatas y se consideró que podría representar el "patrón mediterráneo" español clásico. Los sujetos más jóvenes presentaban mayor adhesión al patrón "occidentalizado" (b = -0,02%/año de edad p < 0,001 en varones; b = -0,01%/año; p < 0,001 en mujeres). Los varones solteros, aquellos que eran físicamente menos activos y los fumadores de más de 20 cigarrillos/día presentaron una mayor probabilidad de seguir un patrón de dieta "occidentalizada". Una mayor actividad física en el tiempo libre fue el factor que más fuertemente se asoció (de modo directo) con el seguimiento del "patrón mediterráneo" (p < 0,001 tanto en hombres como en mujeres).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Conclusiones:</span> Ciertos beneficios atribuidos a la dieta mediterránea en estudios ecológicos podrían deberse a una mayor actividad física de quienes siguen este patrón. Es preocupante el predominio de un patrón dietético apartado de la tradicional dieta mediterránea que se ha encontrado en edades jóvenes o medias de la vida entre personas con alto nivel educativo. El perfil de quien se aparta del "patrón mediterráneo" es el de un varón, joven, soltero, fumador intenso y sedentario. El perfil de quien mejor sigue la dieta mediterránea es el de una mujer casada, no fumadora o ex-fumadora y con alto nivel de actividad física en el tiempo libre.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 96</p><p class="elsevierStylePara"> ESTUDIO DE INCIDENCIA DE TRASTORNOS DEL COMPORTAMIENTO ALIMENTARIO EN LA COMUNIDAD FORAL DE NAVARRA</p><p class="elsevierStylePara"> J. de Irala-Estevez, F. Lahortiga Ramos, A. Cano Prous, M.A. Martínez-González, P. Gual García y S. Cervera Enguix</p><p class="elsevierStylePara"> Unidad de Epidemiología y Salud Pública y Departamento de Psiquiatría y Psicología Médica. Clínica Universitaria. Facultad de Medicina. Universidad de Navarra. Pamplona.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Objetivos:</span> Estimar la incidencia anual global y por grupos de edad de Trastornos del Comportamiento Alimentario (TCA) en una muestra representativa de adolescentes residentes en Navarra y analizar las variables sociodemográficas asociadas a la misma.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Métodos:</span> Se realizó un seguimiento prospectivo, de aproximadamente un año de duración, de una muestra representativa de 2862 mujeres adolescentes de 12 a 21 años de edad, residentes en Navarra y en las cuales se había descartado la existencia de un TCA al comienzo del período de observación. Al cabo de aproximadamente un año y medio del comienzo del estudio de incidencia, se administró de nuevo el cuestionario EAT-40 a la totalidad de la muestra. Posteriormente, las adolescentes con puntuaciones superiores a 21 puntos y una muestra aleatoria de las de igual o menor puntuación de 21 fueron entrevistadas por un médico psiquiatra que aplicó criterios diagnósticos DSM-IV para TCA. La estimación de los resultados se realizó con el programa STATA y un análisis multinivel teniendo en cuenta el diseño muestral y los pesos utilizados.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Resultados:</span> Se detectaron 90 nuevos casos de TCA. La incidencia global en nuestra muestra fue de 4,8% (IC 95%: 2,84-6,82), predominando los TCA no específicos, con un 4,2% (IC 95%: 2,04-6,34). La incidencia de casos de Anorexia Nerviosa detectados fue de 0,3% (IC 95%: 0,16-0,48); cifra similar (0,3%; IC 95%: 0,15-0,49) a la obtenida en las pacientes diagnosticadas de Bulimia Nerviosa. El grupo de edad de 12 a 14 años fue el que presentó cifras de TCA mayores (5,3%; IC 95%: 1,8-8,9) y una mayor incidencia de TCA no específicos (4,8%; IC 95%: 1,1-8,5). Las variables antropométricas peso, peso máximo y peso mínimo recogidas en la primera fase de la investigación presentaron puntuaciones medias superiores en el grupo de las ado lescentes diagnosticadas, dichas diferencias fueron estadísticamente significativas. Además se encontraron asociaciones estadísticamente significativas, entre las variables residir en medio rural, tener un hermano u otro familiar distinto de los padres en tratamiento psiquiátrico, tener algún familiar con TCA y el padre en situación laboral de paro, y la aparición de casos incidentes de TCA, una vez que se ajustó por variables de confusión.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Conclusión:</span> La mayoría de los casos nuevos de TCA correspondieron a tipos no específicos con una edad de mayor incidencia de TCA entre los 12 y los 14 años. Presentar antecedentes de trastorno psiquiátrico en la familia, ya sea de TCA o de otro tipo, residir en medio rural y tener al padre en paro laboral se asoció con una mayor incidencia de un TCA.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 97</p><p class="elsevierStylePara"> VALORACIÓN NUTRICIONAL DEL MENÚ OFERTADO POR LOS COMEDORES ESCOLARES DE CENTROS DE ENSEÑANZA PRIMARIA EN LA COMUNIDAD DE MADRID</p><p class="elsevierStylePara"> C.M. Leon, I. Galan, B. Zorrilla, A. Gandarillas, J.L. Cantero e I. Cuadrado</p><p class="elsevierStylePara"> Sección de Enfermedades No Transmisibles. Servicio de Epidemiología. Instituto de Salud Pública de la Comunidad de Madrid. Consejería de Sanidad.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Objetivos:</span> Describir el perfil nutricional y el patrón alimentario del menú ofertado por los comedores de los centros docentes de enseñanza primaria de la Comunidad de Madrid.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Metodología:</span> La población objeto del estudio es una muestra representativa de los centros escolares de enseñanza primaria con comedor. Mediante un muestreo aleatorio estratificado por zona geográfica y titularidad del centro, se seleccionaron de forma proporcional al número de alumnos comensales de enseñanza primaria, 87 centros. En cada uno de ellos, se seleccionaron aleatoriamente los menús correspondientes a tres semanas, una por cada trimestre. La información relativa a los menús seleccionados, se recogió mediante una entrevista personal estructurada de 2 horas de duración al responsable de cocina, en la que se preguntaba para cada uno de los días, la composición del menú, especificándose: el nombre del plato, los ingredientes que lo componen y las cantidades utilizadas en su elaboración. Para la transformación de las variables de consumo alimentario a energía y nutrientes, se utilizaron las tablas de composición de alimentos españoles de Mataix y colaboradores en su tercera edición. Se comparan los resultados con las recomendaciones, asumiendo que el menú escolar debe aportar el 33% de la ingesta diaria.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Resultados:</span> Por término medio el menú escolar proporciona un aporte energético de 876 kilocalorías, de las cuales un 18,3% lo aportan las proteínas, un 42,1% los hidratos de carbono y el 39,6% restante las grasas (un 14,8% lo aportan los ácidos grasos monoinsaturados, un 9,5% los poliinsaturados, y un 9% los saturados). El aporte medio de colesterol fue de 149,1 mg, y el de fibra de 10,2 g. La estructura básica del menú consiste en: un primer plato cuyo componente principal se alterna entre el arroz o pasta, la verdura y las legumbres. Un segundo plato donde predomina la carne y con menor frecuencia el pescado y huevos, y que habitualmente se suele acompañar de una guarnición de ensalada o verdura, alternándose con las patatas o preparados a base de féculas. El postre se compone fundamentalmente de fruta fresca y lácteos. Sin embargo, se observan importantes variaciones en la frecuencia de este patrón alimentario: 1 de cada 3 colegios ofrecen la verdura o el pescado como componente principal de un plato menos de una vez a la semana; 1 de cada 4 colegios ofrecen las legumbres menos de una vez a la semana; 1 de cada 3 colegios no llegan a ofrecer tres días a la semana como postre fruta fresca. No se observan diferencias significativas ni en la composición del menú ni en el perfil nutricional según la titularidad del centro, a excepción de la menor oferta de lácteos en los centros privados, y como consecuencia, el menor aporte de calcio y yodo.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Conclusiones</span>: La valoración del menú escolar, refleja un aporte excesivo de proteínas, grasas y colesterol, junto con un aporte de carbohidratos muy por debajo de lo recomendado. Esto está en consonancia con la alta oferta de platos cuyo componente fundamental es la carne y con la escasa oferta de platos cuyo componente principal son las verduras y hortalizas.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 98</p><p class="elsevierStylePara"> EL GÉNERO EN LA POLÍTICA ALIMENTARIA. EL CASO DE COLOMBIA</p><p class="elsevierStylePara"> R. Ortiz Moncada, M. T. Ruiz Cantero, C. Álvarez-Dardet y R. Matos Mareño</p><p class="elsevierStylePara"> Universidad del Atlántico (Barranquilla, Colombia) y Universidad de Alicante. Departamento de Salud Pública. Campus San Vicent del Rapeig. Universidad de Alicante.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Introducción y objetivo general:</span> Las políticas públicas han reforzado la división del trabajo según los históricos roles de género (varón productivo vs. mujer reproductivo). El discurso del desarrollo de América Latina en los años 60 contiene los diversos intereses que el Estado tiene en las mujeres: control reproductivo, utilización de su capacidad como agentes sociales para el desarrollo de la comunidad y su productividad como agentes económicos domésticos. Muchas mujeres hacen suya esta ideología a través de sus responsabilidades y sus poderes sociales como madres, lo que sirve al fin de distribución de alimentos de las políticas de seguridad alimentaria (SA). Esta división genérica del trabajo se puede observar en las dos estrategias de SA del Plan Nacional de Alimentación y Nutrición (PNAN) de Colombia: 1. la dirigida a Grupos Vulnerables (GV) ­mujeres principalmente-, y 2. la dirigida a Grupos de Hogares Rurales (GHR) de la que se benefician preferentemente los varones campesinos. El objetivo de este estudio es analizar el valor asignado por los usuarios/as a los programas (P) pertenecientes a ambas estrategias de SA.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Métodos:</span> Estudio descriptivo a través de una Encuesta Transversal estructurada con Informadores claves. El tamaño de la muestra se ha basado en el criterio de saturación ­ 17 Planificadores, 32 Técnicos, y 41 Usuarias del GV y 47 Usuarios del GHR. La información analizada se centra en la opinión sobre la ejecución de los P. de SA. Se construyó un Índice de Posición (IP) que cuantifica la posición global de todas las opiniones aportadas por las/los Usuarias/os entre 0 y 1, siendo los valores cercanos a 0 indicativos de valoración positiva y los cercanos a 1 indicativos de valoración negativa.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Resultados:</span> Las usuarias de la estrategia a grupos vulnerables conocen 8 de sus 10 P, mientras que los campesinos sujetos de la estrategia de hogares rurales no conocen sus 5 P. Ambas estrategias han contribuido a mejorar la: relación entre vecinos (IP en GV = 0,28 y en GHR = 0,23), participación comunitaria (IP en GV = 0,17 y en GHR = 0,26), y en las mujeres a la creación de microempresas (IP = 0,23). Los P. a grupos vulnerables han mejorado el estado nutricional (IP = 0,07) y de salud (IP = 0,13), mientras que los P. a campesinos han aportado tecnología (IP = 0,1). En la estrategia de GV: el P. de Hogares Comunitarios de Bienestar ­en donde las encuestadas son las madres comunitarias, usuarias y protagonistas de su desarrollo- es valorado como excelente en el cumplimiento de los objetivos, ejecución y coordinación. Los P. valorados como regulares y malos son: Bono Rural, Recuperación Nutricional, Materno-Infantil y Atención al Anciano y Familia Indígena. Todos los P. dirigidos a campesinos son valorados como regular y malos. La adquisición de conocimientos es mejor valorada por las usuarias (IP = 0,16) que por los usuarios (IP = 0,58).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold"> Conclusiones:</span> Analizar con perspectiva de género la política alimentaria es útil para conocer el diferente papel que cumplen ambos sexos en la articulación de los P. de seguridad alimentaria; pues los proyectos productivos agrícolas no hacen participe a las mujeres, mientras que tienen un activo y valorado protagonismo en los programas nutricionales propios de la reproducción social.</p>" "pdfFichero" => "138v16nSupl.1a13036609pdf001.pdf" "tienePdf" => true "multimedia" => array:2 [ 0 => array:6 [ "identificador" => "tbl1" "tipo" => "MULTIMEDIATABLA" "mostrarFloat" => true "mostrarDisplay" => false "copyright" => "Elsevier España" "tabla" => array:1 [ "tablatextoimagen" => array:1 [ 0 => array:1 [ "tablaImagen" => array:1 [ 0 => array:4 [ "imagenFichero" => "138v16nSupl.1-13036609tab01.gif" "imagenAlto" => 142 "imagenAncho" => 443 "imagenTamanyo" => 6195 ] ] ] ] ] ] 1 => array:5 [ "identificador" => "tbl2" "tipo" => "MULTIMEDIATABLA" "mostrarFloat" => true "mostrarDisplay" => false "copyright" => "Elsevier España" ] ] ] "idiomaDefecto" => "es" "url" => "/02139111/00000016000000S1/v0_201302051454/13036609/v0_201302051455/es/main.assets" "Apartado" => array:4 [ "identificador" => "800" "tipo" => "SECCION" "es" => array:2 [ "titulo" => "Comunicaciones cartel" "idiomaDefecto" => true ] "idiomaDefecto" => "es" ] "PDF" => "https://static.elsevier.es/multimedia/02139111/00000016000000S1/v0_201302051454/13036609/v0_201302051455/es/138v16nSupl.1a13036609pdf001.pdf?idApp=WGSE&text.app=https://gacetasanitaria.org/" "EPUB" => "https://multimedia.elsevier.es/PublicationsMultimediaV1/item/epub/13036609?idApp=WGSE" ]
Información del artículo
ISSN: 02139111Idioma original: Español
Datos actualizados diariamente
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| 2024 Noviembre | 3 | 1 | 4 |
| 2024 Octubre | 64 | 39 | 103 |
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| 2024 Junio | 36 | 14 | 50 |
| 2024 Mayo | 43 | 19 | 62 |
| 2024 Abril | 44 | 17 | 61 |
| 2024 Marzo | 34 | 20 | 54 |
| 2024 Febrero | 48 | 44 | 92 |
| 2024 Enero | 40 | 26 | 66 |
| 2023 Diciembre | 27 | 19 | 46 |
| 2023 Noviembre | 39 | 12 | 51 |
| 2023 Octubre | 35 | 17 | 52 |
| 2023 Septiembre | 39 | 14 | 53 |
| 2023 Agosto | 37 | 14 | 51 |
| 2023 Julio | 39 | 29 | 68 |
| 2023 Junio | 34 | 20 | 54 |
| 2023 Mayo | 22 | 17 | 39 |
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