C.1.7. Estudios de desigualdades
Leído
1025
Vecesse ha leído el artículo
355
Total PDF
670
Total HTML
Compartir estadísticas
array:20 [ "pii" => "13036838" "issn" => "02139111" "estado" => "S300" "fechaPublicacion" => "2002-09-12" "documento" => "article" "crossmark" => 0 "licencia" => "http://www.elsevier.com/open-access/userlicense/1.0/" "subdocumento" => "fla" "cita" => "Gac Sanit. 2002;16 Supl 1:71-4" "abierto" => array:3 [ "ES" => true "ES2" => true "LATM" => true ] "gratuito" => true "lecturas" => array:2 [ "total" => 2526 "formatos" => array:3 [ "EPUB" => 154 "HTML" => 1997 "PDF" => 375 ] ] "itemSiguiente" => array:16 [ "pii" => "13036839" "issn" => "02139111" "estado" => "S300" "fechaPublicacion" => "2002-09-12" "documento" => "article" "crossmark" => 0 "licencia" => "http://www.elsevier.com/open-access/userlicense/1.0/" "subdocumento" => "fla" "cita" => "Gac Sanit. 2002;16 Supl 1:75-8" "abierto" => array:3 [ "ES" => true "ES2" => true "LATM" => true ] "gratuito" => true "lecturas" => array:2 [ "total" => 4533 "formatos" => array:3 [ "EPUB" => 141 "HTML" => 3768 "PDF" => 624 ] ] "es" => array:7 [ "idiomaDefecto" => true "titulo" => "C.1.8. Estudios de mortalidad" "tienePdf" => "es" "tieneTextoCompleto" => "es" "paginas" => array:1 [ 0 => array:2 [ "paginaInicial" => "75" "paginaFinal" => "78" ] ] "contieneTextoCompleto" => array:1 [ "es" => true ] "contienePdf" => array:1 [ "es" => true ] ] "idiomaDefecto" => "es" "EPUB" => "https://multimedia.elsevier.es/PublicationsMultimediaV1/item/epub/13036839?idApp=WGSE" "url" => "/02139111/00000016000000S1/v0_201302051454/13036839/v0_201302051455/es/main.assets" ] "itemAnterior" => array:16 [ "pii" => "13036611" "issn" => "02139111" "estado" => "S300" "fechaPublicacion" => "2002-09-12" "documento" => "article" "crossmark" => 0 "licencia" => "http://www.elsevier.com/open-access/userlicense/1.0/" "subdocumento" => "fla" "cita" => "Gac Sanit. 2002;16 Supl 1:67-71" "abierto" => array:3 [ "ES" => true "ES2" => true "LATM" => true ] "gratuito" => true "lecturas" => array:2 [ "total" => 2852 "formatos" => array:3 [ "EPUB" => 155 "HTML" => 2296 "PDF" => 401 ] ] "es" => array:7 [ "idiomaDefecto" => true "titulo" => "C.1.6. Epidemiología del VIH-SIDA" "tienePdf" => "es" "tieneTextoCompleto" => "es" "paginas" => array:1 [ 0 => array:2 [ "paginaInicial" => "67" "paginaFinal" => "71" ] ] "contieneTextoCompleto" => array:1 [ "es" => true ] "contienePdf" => array:1 [ "es" => true ] ] "idiomaDefecto" => "es" "EPUB" => "https://multimedia.elsevier.es/PublicationsMultimediaV1/item/epub/13036611?idApp=WGSE" "url" => "/02139111/00000016000000S1/v0_201302051454/13036611/v0_201302051455/es/main.assets" ] "es" => array:7 [ "idiomaDefecto" => true "titulo" => "C.1.7. Estudios de desigualdades" "tieneTextoCompleto" => true "paginas" => array:1 [ 0 => array:2 [ "paginaInicial" => "71" "paginaFinal" => "74" ] ] "textoCompleto" => "<p class="elsevierStylePara"> Jueves, 12 de septiembre (15:30 h)</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">C.1.7. Estudios de desigualdades</span></p><p class="elsevierStylePara"> Moderador:<br></br><span class="elsevierStyleItalic">Joan Benach</span></p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 130</p><p class="elsevierStylePara"> DESIGUALDADES SOCIALES EN LA UTILIZACIÓN DE MEDICAMENTOS DURANTE EL EMBARAZO</p><p class="elsevierStylePara"> T. Rodríguez, N. Lunet, A. Gomes, F. Silva y H. Barros</p><p class="elsevierStylePara">Servicio de Higiene y Epidemiología, Facultad de Medicina de Porto, Porto, Portugal.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes</span>: La prevalencia de la utilización de suplementos de vitaminas y minerales durante el embarazo puede considerarse una medida de calidad de la asistencia prenatal. No se conocen estudios realizados en Portugal con el objetivo de documentar la existencia o la naturaleza de desigualdades socio-económicas en relación a la utilización de medicamentos durante el embarazo, información de relieve que nos permitiría definir estrategias de salud pública que combatan inequidades en salud, mejoren la eficiencia de los investimientos y permitan alcanzar poblaciones diana.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos:</span> Cuantificar la prevalencia e determinar desigualdades sociales en la utilización de medicamentos durante el embarazo, en mujeres Portuguesas.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Con base en un estudio realizado, entre 1994 y 1996, para analizar los factores de riesgo en el parto pre-termino fueron estudiadas 856 mujeres. Durante el internamiento pos-parto se recogió información de naturaleza socio-demográfica y de la utilización en el embarazo de medicamentos administrados por vía oral. Los medicamentos utilizados fueron clasificados como "suplementos" (ácido fólico, hierro, poli vitamínicos, vitaminas y minerales) o "otros medicamentos" (incluyendo analgésicos, antibióticos, antieméticos y otros medicamentos para el tratamiento de afecciones agudas o crónicas).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> La prevalencia de utilización de "suplementos" y de "otros medicamentos" fue 90,4% (intervalo de confianza a 95% (IC95%) 88,2%-92,3%) y 38,6% (IC95% 35,3%-41,9%). Solo un 6,5% (IC95% 5,0%-8,5%) de las mujeres no tomaron cualquier medicamento durante el embarazo. La proporción de utilización de "suplementos" fue significativamente inferior en las mujeres con escolaridad inferior a 5 años (81,0% vs. 93,4%, p < 0,05), rendimiento del agregado familiar inferior a 500 Euros (80,5% vs. 94,2%, p < 0,05) o en las solteras (69,4% vs. 92,4%, p < 0,05), no se observó diferencias estadísticamente significativas en relación al uso de "otros medicamentos".La utilización de "suplementos" también fue significativamente inferior en las mujeres con embarazo no deseado (50,0% vs. 90,9%, p < 0,05) no siendo observados resultados semejantes para "otros medicamentos" (42,9% vs. 38,2%). Un número de consultas durante el embarazo inferior a 6 se asoció significativamente a una menor utilização de "suplementos" (75,0% vs. 95,3%, p < 0,05) pero no de "otros medicamentos" (32,7% vs. 40,1%).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> La mayoría de las mujeres utilizaron medicamentos durante el embarazo, especialmente suplementos de vitaminas y minerales. Factores de naturaleza social y económica como la baja escolaridad, bajos rendimientos y el estado civil se asociaron a una menor utilización de medicamentos durante el embarazo.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 131</p><p class="elsevierStylePara"> DESIGUALDADES SOCIALES Y SALUD DE LOS PACIENTES DIABÉTICOS TIPO 2</p><p class="elsevierStylePara"> M.I. Larrañaga, J.M. Arteagoitia, J.L. Rodríguez, I. Baonza, J.A. Pinies, RMV - Red de Médicos Vigía</p><p class="elsevierStylePara">Unidad de Epidemiología, Salud Pública, San Sebastián. Unidad de Epidemiología, Salud Pública, Vitoria. Unidad de Epidemiología, Salud Pública, Bilbao. Hospital de Cruces, Osakidetza-Servicio Vasco de Salud, Bilbao. Atención Primaria, Osakidetza-Servicio Vasco de Salud, País Vasco.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos:</span> Describir diferencias en el riesgo de padecer DM tipo 2, en los factores de riesgo y complicaciones derivadas de la enfermedad, según el estatus socioeconómico de los pacientes..</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Durante el año 2000 fueron registrados mediante la Red de Médicos Vigía del País Vasco los casos de DM tipo 2 diagnosticados en las consultas de atención primaria (AP) en población > 24 años. Se estudió una muestra de 64.526 personas atendidas por los 61 médicos participantes. Para la clasificación del nivel social se elaboró un índice con cinco categorías o quintilos (nivel I-más favorable- nivel V-menos favorable-), según la proporción de desempleo, mano de obra cualificada, estudios primarios e índice de confort de hogares de los distritos y secciones censales correspondiente a cada persona. Asimismo, se registraron datos de: historia familiar, factores de riesgo cardiovascular (obesidad, ejercicio físico, tabaquismo, TA y datos bioquímicos), complicaciones crónicas de la diabetes y datos de manejo del paciente diabético.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> La prevalencia de DM en la población socialmente menos favorecida es más elevada y el riesgo de padecer la enfermedad presenta un gradiente que varía significativamente según el nivel social de la población (nivel I: OR = 1; nivel II: OR = 1,34 (IC 95%: 1,18-1,51); nivel III: OR = 1,72 (IC 95%: 1,55-1,96); nivel IV: OR = 1,97 (IC 95%: 1,73-2,25); nivel V: OR = 2,01 (IC 95%: 2,01-2,28). La obesidad es más prevalente en los pacientes de bajo nivel social (67%) que entre los de posición más elevada (61%) (p < 0,05) al igual que el sedentarismo (63% y 56% p < 0,001). Los pacientes de menor nivel social presentan niveles de LDL colesterol más elevados (88% vs 79% p < 0,01), y un peor control glicémico respecto a los de mejor nivel social (media de HbA<span class="elsevierStyleInf">1c</span> 7,2% ± 1,5 frente a 6,8% ± 1,5, p < 0,05). La complicación crónica más frecuente es la macroangiopatía (32%) y es significativamente superior entre los pacientes de menor nivel social (p < 0,05), al igual que la arteriopatía periférica (16% vs 25%, p < 0,01) o la proporción de hipertensos (p < 0,01). La utilización de los servicios de AP es superior en los estratos sociales más bajos, siendo la media de consultas anuales más elevada que en los pacientes de mejor posición social (media consultas-año 9,6 ± 6,6 y 12,1 ± 7,7 (p < 0,01).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> 1.-la prevalencia de DM tipo 2 es superior en los estratos sociales más bajos; 2.-algunos factores de riesgo (obesidad, sedentarismo), y las complicaciones crónicas (macroangiopatía, arteriopatía periférica) son más frecuentes entre los pacientes de bajo nivel social; 3.-a pesar de una mayor utilización de los servicios de AP por parte de los pacientes de bajo nivel social, el control de la enfermedad es más deficiente (HbA<span class="elsevierStyleInf">1c</span> más elevada) que en los pacientes de mejor estatus social; 4.- es preciso conocer la dimensión social y ambiental de los pacientes con DM a fin adecuar los programas que garanticen un mejor control de la enfermedad.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 132</p><p class="elsevierStylePara">DIFERENCIAS POR GÉNERO EN EL ESTADO DE SALUD DE LA POBLACIÓN DE LA WILAYA DE TETUÁN (MARRUECOS)</p><p class="elsevierStylePara"> M. Ruiz-Ramos, F. Rocha, P. Gálvez, D. Fernández, F. Viciana, J.A. Hernández y V. Canto</p><p class="elsevierStylePara"> Consejería de Salud, Junta de Andalucía, Sevilla. Instituto de Estadística de Andalucía, Junta de Andalucía, Sevilla.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Describir las diferencias por sexo del estado de salud de la población mayor de 14 años de la Wilaya de Tetuán (provincia de Chefchauen, Larache y Tetuán) obtenido a través de una Encuesta de Salud percibida realizada en 1997.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Se realizaron un total de 867 entrevistas a una muestra representativa de la población mayor de 14 años. El cuestionario utilizado fue el de la Encuesta Nacional de Salud de España suministrado por la Consejería de Salud de la Junta de Andalucía adaptado a la realidad marroquí. Se han seleccionado las preguntas sobre estado de salud percibida y prevalencia de enfermedades crónicas, y se han descrito para cada uno de los sexos por edad, niveles de ingresos económicos y provincias de residencia para la población de 15 y más años. Se han calculado las prevalencias para el estado de salud percibida, las prevalencias para las principales enfermedades crónicas y las Odds Ratio (OR) de hombres/mujeres.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> El estado de salud percibida fue para los hombres en un 61% bueno y 39% malo, en las mujeres un 56% bueno y 44% malo, con una OR de 1,28 estadísticamente no significativa (n.s.). A medida que aumenta la edad disminuye el porcentaje de población con estado de salud bueno, manteniéndose una diferencia entre sexos en todos los grupos de edad. Por provincias hay que destacar un 54% de las mujeres de Chefchauen que refieren un estado de salud malo. Por niveles de ingresos económicos a menores ingresos familiares mayor porcentaje de estado de salud malo, con porcentajes más altos en las mujeres con niveles familiares de ingresos más bajos.</p><p class="elsevierStylePara"> En cuanto a las enfermedades crónicas más prevalentes la hipertensión afectaba a un 4% de la población, un 3% en hombres y un 6% en mujeres, con una OR de 0,4 estadísticamente significativa. Un 2% refirió padecer diabetes con una distribución similar en ambos sexos, con una 0R de 0,9 n.s. Un 6% padecía asma o bronquitis crónica con una prevalencia un poco mayor en las mujeres (4%) que en los hombres (3%) con una OR de 0,8 n.s. Un 1% padecía algún tipo de dolencia cardíaca con una razón de sexos 10 veces superior en las mujeres con una OR de 0,1 significativa. Un 3% padecía úlcera de estomago con igual distribución en hombres y mujeres con una OR de 1,1 n.s. Un 2% refería tener algún tipo de alergia, un 1% de los hombres y un 2% de las mujeres, con una OR de 0,8 n.s. Y un 1,6% tenía enfermedades de la piel con una distribución semejante en ambos sexos, OR de 1.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> El estado de salud de la población de 15 y más años presentaban diferencias por sexo. Las mujeres tenían peor estado de salud percibida que los hombres así como mayor prevalencia de dolencias crónicas, independientemente de la edad, niveles de ingresos más bajos.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 133</p><p class="elsevierStylePara">DIFERENCIAS DE GÉNERO EN LA MORFOLOGÍA DEL CÁNCER DE PULMÓN (ALBACETE 1991-1997)</p><p class="elsevierStylePara"> R. García, J. Angélica Gómez, E. Almar, A. Mateos y A. Núñez</p><p class="elsevierStylePara">Registro de Cáncer de Albacete, Junta Comunidades Castilla - Mancha, Albacete. Sección Neumología, Complejo Hospitalario Universitario, Albacete.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Estimar las diferencias existentes entre hombres y mujeres en la distribución de los diferentes tipos histológicos del cáncer de pulmón (CP), así como su evolución durante el período de 1991 a 1997.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Estudio ecológico utilizando como fuente de información el Registro de Cáncer de base poblacional de Albacete durante el período 1991-1997. Se estimó la tasa media de incidencia del período y su evolución temporal mediante la regresión de Poisson (RR y su IC al 95%) ajustando por grupo de edad. Se calcularon las diferencias en la frecuencia relativa para cada tipo histológico.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> El número de casos registrados en el período fue de 800. Dispusimos de estudio histológico o citológico en 605 casos (76%), el resto fue incluido por criterios clínicos y técnicas de imagen (13%) o mediante certificado de defunción (11%). Se estudiaron 732 varones (media de edad 68 años) y 68 mujeres (67 años). La tasa de cáncer de pulmón (CP) en varones es de 37,26 casos/100.000 hab-año, y en mujeres de 3,15 (razón hombre mujer = 12). Las tendencias temporales expresadas en RR fueron: 1,01 IC (0,98-1,05) para los varones y 1,03 IC (0,91-1,16) para las mujeres. En varones el Ca. Epidermoide (CE) supone 13,08 casos/100.000 hab-año, y presenta un incremento medio anual del 7% (RR = 1,07 IC: 1,01-1,13). El de células pequeñas (CPCP) supone 7,61 casos/100.000 hab-año, con un incremento medio anual del 10% (RR = 1,10 IC: 1,01-1,19). El CP no determinado presenta una tendencia descendente (RR = 0,91 IC: 0,85-0,98). En las mujeres el Adenocarcinoma (ADK) presenta una tasa de 1,46 casos/100.000 hab-año, y el de células grandes (CPCG) 0,37 casos/100.000 hab-año. La tendencia temporal del ADK es creciente (RR = 1,09 IC: 0,89-1,33) aunque no alcanza la significación estadística. Existen diferencias estadísticamente significativas entre ambos sexos en la frecuencia relativa de CE y CPCP que es mayor en los hombres; y del ADK mayor en la mujeres.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span><span class="elsevierStyleItalic">1)</span> En Albacete la Tasa de Incidencia de CP en hombres es más de 10 veces superior a la de las mujeres. <span class="elsevierStyleItalic">2)</span> La tendencia temporal en ambos sexos es creciente, pero no resulta estadísticamente significativa <span class="elsevierStyleItalic">3)</span> El tipo histológico de CP más frecuente en varones es el CE, seguido de CPCP; y en mujeres el ADK, <span class="elsevierStyleItalic">4)</span> En varones se observa una tendencia descendente de los CP no determinados, que podría explicar en parte el incremento del CE y el CPCP. <span class="elsevierStyleItalic">5)</span> En las mujeres se aprecia un ligero incremento en la tendencia del ADK sin significación estadística en parte debido al escaso número de casos <span class="elsevierStyleItalic">6)</span> En Albacete se aprecian grandes diferencias de género en la distribución de los distintos tipos histológicos siendo en las mujeres más frecuente el ADK que es el menos relacionado con el tabaco.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 134</p><p class="elsevierStylePara">AUMENTO DE LAS DESIGUALDADES TERRITORIALES EN ESPERANZA DE VIDA DESDE 1970</p><p class="elsevierStylePara"> F. Viciana, M. Ruiz-Ramos y M. Álvarez-Girón</p><p class="elsevierStylePara">Dep. Ciencias Socio-Sanitaria, Universidad de Sevilla, Sevilla. Servicio de Información y Evaluación Sanitaria, Consejería de Salud de la Junta de Andalucía, Sevilla.</p><p class="elsevierStylePara"> Coincidiendo con los cambios políticos, socio-económicos y del sistema sanitario ocurridos en España en las tres últimas décadas del pasado siglo, la salud de los españoles ha mejorado significativamente, produciéndose una ganancia en la esperanza de vida de 5 años en los hombres y 6,5 en las mujeres, sin embargo estas ganancias no han sido homogéneas en su distribución territorial.</p><p class="elsevierStylePara"> Nuestro objetivo ha sido describir la evolución de las desigualdades territoriales en esperanza de vida en el ámbito de las Comunidades Autónomas (CCAA) de España.</p><p class="elsevierStylePara"> Para ello se han estimado anualmente las tablas de vida de las CCAA y de sus ámbitos complementarios (resto de España) para el período 1972-99, con la metodología de Chiang utilizando las cifras de defunciones y las estimaciones poblacionales para edades simples suministradas por el Banco de Datos TEMPUS del INE. A partir de las funciones biométricas y la población estacionaria derivada de las tablas, se estimaron los Riesgo Relativo y los Atribuibles a residir en cada una de las CCAA con respeto al ámbito complementario. Las diferencias en esperanza de vida al nacer para cada CCAA y año con su complementario, se han descompuesto por grupos de edad, usando la metodología propuesta por Pollard.</p><p class="elsevierStylePara"> La ganancia de 5,5 años en esperanza de vida al nacer en el período 1972-99 se ha distribuido territorialmente de manera desigual: Andalucía, Aragón, Asturias y Canarias ganan menos de 5 años, mientras que Navarra, Madrid, Cantabria y Baleares ganan mas de 6,5 años en el mismo período. El rango de vari ación entre las esperanzas de vida máxima y mínima, crecen sobre todo en los mayores de 65 años y más aún en las mujeres (de 1,8 años de diferencia en 1972 a 2,8 en 1999). En términos relativos, el riesgo de mortalidad atribuible a la autonomía de residencia fluctúa de manera similar en ambos sexos en torno a +/-2% para todas las edades y entre +/-8% en los mayores de 65 años. Las posiciones relativas de las CCAA varían poco en estos años: Andalucía y Castilla León suelen enmarcar la variación del resto de las CCAA, Navarra es la comunidad que mejora más su posición relativa en estas décadas, Canarias es la que más la empeora. El País Vasco tiene un comportamiento complejo, convergente en el caso de los hombres y divergente en el de las mujeres.</p><p class="elsevierStylePara"> Se ha apuntado que este aumento de las desigualdades podría ser consecuencia de diferencias en el ritmo de desarrollo de la 4ª fase de la transición epidemiológica, y que estas tenderían a desaparecer conforme estas transiciones se fueran completando. No hay señales de que esta supuesta inflexión se valla a producir espontáneamente, al contrario la permanencia durante tres décadas de muchos de los modelos territoriales de desigualdades en mortalidad, permite sospechar la presencia de factores estructurales de difícil erradicación. Dada la magnitud de estas desigualdades, la corrección de sus causas, necesaria por mandato constitucional, debería ser objetivo prioritario en el diseño de las políticas sanitarias en los próximos años.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 135</p><p class="elsevierStylePara">DIFERENCIAS POR GÉNERO EN EL RIESGO DE REINGRESO POR INSUFICIENCIA CARDÍACA EN CATALUNYA</p><p class="elsevierStylePara"> E. Hermosilla, E. Sánchez y F. Navarro-López</p><p class="elsevierStylePara">Medicina Preventiva, UAB, Barcelona. Agència d'Avaluació i Recerca de Tecnologies Mèdiques, Servei Català de la Salut, Barcelona. Cardiologia, Hospital Clínic de Barcelona.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Introducción:</span> La insuficiencia cardíaca (IC) es la primera causa de hospitalización con un elevado número de reingresos en la población mayor (>= 65 años). Aunque la IC es de mayor importancia en los hombres, también es la causa principal de hospitalización entre las mujeres de este grupo de edad. El objetivo de este estudio es explorar la variabilidad clínica y territorial en los reingresos por género en Cataluña.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Material y métodos:</span> Estudio observacional prospectivo de cuatro años (1996-1999) de seguimiento de los pacientes con alta hospitalaria en el año 1996 (N = 23.169, 45,6% hombres y 54,4% mujeres, una vez excluidos los exitus intrahospitalarios [n = 1685]) que generan un volumen de altas durante el período de estudio de 72.510. Variable resultado: reingreso por IC o causa relacionada con la IC. Variables independientes: edad (65-74, 75-84 y > 85 años), sexo (hombre [referencia] y mujer), patología asociada a la IC (HTA, cardiopatía isquémica, valvulopatías, cardiomiopatía, EPOC y combinaciones), presencia de comorbilidades (sí/no), nivel del hospital (5 niveles) y región sanitaria (8 regiones sanitarias). Cálculo de las tasas de hospitalización por 10.000 habitantes/año y de la razón de hospitalización estandarizada (RHE) para comparar las tasas entre regiones sanitarias. Análisis descriptivo utilizando los intervalos de confianza al 95% y curvas de supervivencia al primer reingreso (Kaplan-Meier). Análisis multivariante mediante modelos de Cox: valoración de efecto crudo (modelo sin ajustar) y posterior valoración del efecto ajustado (modelo ajustado por el resto de variables).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Las tasas de hospitalización son mayores en los hombres que en la mujeres para todos los grupos de edad, sin embargo, el volumen de mujeres hospitalizadas por IC es superior. La RHE muestra una variabilidad entre regiones sanitarias de 0,02 a 1,4 para las mujeres. Valores del número de reingresos por género (media 'C' y mediana 'ME') en hombres y mujeres respectivamente C = 2,8 y 3,3 y ME = 2,0 y 2,0. El análisis de la supervivencia muestra diferencias estadísticamente significativas (Log Rang p < 0,001) tanto en la media como en la mediana: hombres (C = 19,7 [19,30-20,02], ME = 10,75), mujeres (C = 22,3 [21,9-22,6], ME = 14,6). El modelo de Cox no ajustado proporciona un RR = 0,85 (0,83-0,88) y una vez ajustado se modifica ligeramente y continua siendo significativo y menor de 1, RR = 0,90 (0,87-0,93).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Las diferencias por género que se observan en el tiempo del primer reingreso y el número de reingresos entre regiones sanitarias no se pueden explicar por las características clínicas de la IC (patología desencadenante de IC y presencia de comorbilidades asociadas). Esta variabilidad sugiere la necesidad de analizar y revisar los patrones de práctica clínica para la IC atendiendo a las diferencias por género.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 136</p><p class="elsevierStylePara">ESTUDIO EPIDEMIOLÓGICO SOBRE EL PERFIL DE SALUD DE LA MUJER CABEZA DE FAMILIA EN ESPAÑA</p><p class="elsevierStylePara"> P. Carrasco Garrido, C. Gallardo Pino, A. Larrauri Cámara y A. Gil de Miguel</p><p class="elsevierStylePara"> Universidad Rey Juan Carlos.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Describir el perfil de salud, los estilos de vida y la utilización de servicios sanitarios en la mujer cabeza de familia.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Estudio epidemiológico observacional, descriptivo y transversal. Como fuente de datos se ha utilizado la última Encuesta Nacional de Salud de España del año 1997. La población empleada en el estudio corresponde a la muestra de mujeres adultas (16 y más años) del estado español. Como variables independientes se han recogido características sociodemográficas, de morbilidad percibida, estilos de vida y utilización de servicios sanitarios. La circunstancia de ser el cabeza de familia, entendida como persona que aporta más ingresos al hogar, aparece como variable dependiente del estudio. Se ha realizado una estadística descriptiva global de las variables del estudio. La determinación de diferencias estadísticamente significativas se realizó con el test exacto de Fisher y la χ<span class="elsevierStyleSup">2</span> de Pearson para variables cualitativas y el test "t" de Student para la comparación de variables cuantitativas. Todas las pruebas utilizadas en el análisis de los datos se han realizado considerando un error tipo alfa máximo de 5% (p < 0,05) y contraste bilateral.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Trabajamos con una muestra de 3294 mujeres entrevistadas, de las cuales el 21,9% eran cabeza de familia. El estudio de las diferentes variables sociodemográficas revela que la media de edad de las mujeres en estudio fue de 55,4 ± 18,0 y 42,0 ± 18,1 años para las mujeres CF y no CF, respectivamente (p < 0,05). Cuando se analiza su estado civil destaca la diferencia observada en el porcentaje de mujeres CF viudas (43%) frente al de mujeres no CF en esta misma situación (2,6%); así mismo es mucho mayor el número de mujeres separadas CF que de mujeres separadas no CF, siendo en ambos casos las diferencias estadísticamente significativas. Un 19% de las mujeres CF han realizado estudios universitarios frente a un 12% de mujeres no CF con esta formación (p < 0,05). En cuanto a su situación laboral, y como cabría esperar, el porcentaje de mujeres CF que están en activo prácticamente se duplica en relación al de mujeres no CF (43% y 20%, respectivamente, p < 0,05). Cuando se estudia la morbilidad percibida el análisis llevado a cabo demuestra que las mujeres CF tienen una percepción de su estado de salud considerablemente peor que el de las mujeres no CF, de forma que un 14% de las mujeres CF describen como "mala" su salud, mientras que esta misma percepción sólo la tienen un 8% de las mujeres no CF (p < 0,05). El estudio de las variables relacionadas con los estilos de vida revela que el consumo de medicamentos es significativamente mayor en mujeres CF que en mujeres no CF (68% frente a 56%, p < 0,05), mientras que el hábito tabáquico y el consumo de alcohol se mantienen en proporciones similares en ambos grupos de estudio. En cuanto a la utilización de servicios sanitarios, el análisis realizado pone en evidencia una mayor frecuencia global de consultas médicas en el grupo de mujeres CF que en el de mujeres no CF (p < 0,05). Sin embargo cuando se estudia las visitas realizadas al ginecólogo y la utilización de servicios de urgencias se observa que, en ambos casos, el porcentaje de mujeres CF es menor que el de mujeres no CF (p < 0,05)</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> La percepción del estado de salud es peor en las mujeres CF que en las mujeres no CF, lo que concuerda con un mayor consumo de medicamentos y mayor frecuencia en la consulta médica en las CF respecto a las no CF. Sin embargo la frecuencia de visita al ginecólogo y la utilización de servicios de urgencia es mayor en las mujeres no CF.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 137</p><p class="elsevierStylePara">DIFERENCIAS SEGÚN GÉNERO EN LAS CARACTERÍSTICAS SOCIODEMOGRÁFICAS Y DE LA PRIMERA INYECCIÓN DE LOS JÓVENES CONSUMIDORES DE HEROÍNA DE BARCELONA Y MADRID. (RESULTADOS PRELIMINARES PROYECTO ITINERE)</p><p class="elsevierStylePara"> E. Díaz de Quijano, G. Leflaive, A. Fabregat, M. Hermira, N. Vallés, M. T. Brugal, G. Barrio y L. de la Fuente</p><p class="elsevierStylePara">Institut Municipal de Salut Pública, Ayuntamiento de Barcelona; Secretaría del Plan Nacional de Sida; Centro Nacional de Epidemiología. Instituto de Salud Carlos III.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Describir las diferencias según género en las características sociodemográficas y de la primera inyección de esta población.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Metodología:</span> Estudio transversal de entrada a una cohorte de jóvenes consumidores actuales y habituales de heroína (< = 30 años, consumido al menos 12 veces en su vida y en los últimos tres meses), residentes en las áreas metropolitanas de Barcelona y Madrid. Los consumidores fueron reclutados durante el 2001 por personas-clave mediante muestreo dirigido a poblaciones diana y por referencia en cadena. Se empleó un cuestionario mayoritariamente precodificado, administrado con ordenador por un entrevistador entrenado, excepto las preguntas sobre conductas sexuales) que fueron autoadministradas con ayuda de audio (audiocasi), salvo a los sujetos con graves dificultades de comprensión lectora. Para la presente comunicación se analizan las variables sociodemográficas y de conflicto social y aquéllas que tienen que ver con las relaciones sociales y la primera inyección. Se presentan únicamente aquéllas en las que existen diferencias significativas (p < 0,05) entre ambos géneros utilizando la comparación de medias o la chi cuadrado.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Se entrevistaron 307 individuos (149 en Madrid y 158 en Barcelona). El 30,2% (93) eran mujeres, con una edad media de 24,2 años, 5,7 años de antigüedad en el consumo de heroína, 53% habían completado los estudios primarios, 26% había estado en prisión, y 27% había trabajado el último año. Los varones (214) tenían una edad media más elevada (25,9 años), mayor antigüedad en el consumo de heroína (8,7), mayor nivel de estudios (57% tenía estudios primarios completos), y una mayor proporción había estado en prisión (45%) y había trabajado en el último año (36%). De las mujeres, el 70% se había inyectado drogas alguna vez y el 56% en el último año, con una edad media de primera inyección de 20 años. El 88% fueron inyectadas por otro la primera vez que lo hicieron, principalmente por un amigo muy cercano (57%) o por su pareja sexual estable (23%). Un 19% nunca llegaron a inyectarse ellas mismas El 56% había inyectado a otros consumidores alguna vez, y la primera vez que lo hicieron inyectaron fundamentalmente a amigos muy cercanos (44%) o conocidos casuales (35%), pero en un 17% de los casos inyectaron a su pareja sexual.</p><p class="elsevierStylePara"> Los varones se habían inyectado en mayor proporción alguna vez (80%) y en el último año (69%), y habían comenzado a inyectarse más jóvenes (18 años de media). Un menor porcentaje había sido inyectado por otro la primera vez (76%neralmente por un amigo muy cercano que no era pareja sexual (57%). A diferencia de las mujeres muy pocos varones fueron inyectados la primera vez por su pareja sexual (3%) y también muy pocos los que nunca se habían inyectado ellos mismos (5%). Por el contrario, la proporción de varones que habían inyectado a otros consumidores (73%) fue mayor que la de mujeres, y la primera vez que lo hicieron inyectaron sobre todo a conocidos casuales (46%) o amigos cercanos (35%), y muy raramente a su pareja sexual (8%).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Las características analizadas configuran una desigualdad de género clara, y deben ser tenidas en cuenta a la hora de elaborar programas preventivos.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Financiado con FIPSE 3035/99</span></p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 138</p><p class="elsevierStylePara"> REVISIÓN DE LAS DESIGUALDADES RELACIONADAS CON VIH/SIDA</p><p class="elsevierStylePara"> N. Ramón Bou, R. Peiró Pérez, C. Álvarez-Dardet, C. Moya García y M.I. Pasarín</p><p class="elsevierStylePara">Centro de Salud Pública de Alzira; Universidad de Alicante; Escuela Valenciana de Estudios para la Salud; Institut Municipal de la Salut de Barcelona.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes y objetivos:</span> El abordaje del VIH/SIDA para reducir desigualdades en salud supone ganancia en salud. La literatura científica ofrece conocimientos sobre las desigualdades por nivel socioeconómico (NSE), género y por minorías étnicas relacionadas con el VIH/SIDA. Por otro lado, los organismos internacionales proponen intervenciones y propuestas de acción. El objetivo es realizar una revisión para describir la situación actual del conocimiento científico y las recomendaciones propuestas por los organismos internacionales referentes a las desigualdades en este problema.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Revisión bibliográfica en Medline desde 1995 a 2001 de artículos cuyo análisis o resultados se presentan en función del NSE, género y minorías étnicas. Se ha realizado una búsqueda en The Cochrane Library, así como búsqueda manual en revistas especializadas en VIH/SIDA. Se ha obtenido información a partir de informes de UNAIDS, OMS y CDC. El conocimiento de la literatura científica está clasificado por tipo de publicación y descrito por desigualdades sobre personas sanas o con VIH/SIDA. Se describen las intervenciones y propuestas de acción de los organismos internacionales.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Según el tipo de publicación, las revisiones y las guías de práctica son escasas. La mayoría del conocimiento científico publicado está centrado sobre factores personales, tanto en sanos como enfermos. Las mujeres con menor nivel socioeconómico y pertenecientes a minorías étnicas tienen un menor acceso a los programas educativos, a cuidados médicos y tratamientos específicos. Sin embargo, los programas preventivos más efectivos son los que se dirigen a las mujeres más vulnerables a la infección y centrados en habilidades de negociación. Las intervenciones indicadas por los organismos internacionales que establecen como prioridades actuar sobre el sistema social y abordar las raíces del problema (pobreza, vulnerabilidad, impacto) implicando a grupos sociales a distintos niveles, son las que menos quedan reflejadas en la literatura científica.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Hay pocas recomendaciones y guías de práctica. Se publica mucho sobre intervenciones referentes a los factores personales que recogen comportamientos en población sana y esta información se reduce conforme el nivel de intervención es más poblacional. Se observan diferencias entre las recomendaciones de los expertos y las publicaciones científicas.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Parcialmente financiado por una beca de Merck & Co., Inc., Whitehouse St. N.J., USA</span></p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 139</p><p class="elsevierStylePara">DIFERENCIAS DE GÉNERO EN LA SALUD AUTOPERCIBIDA Y EL CONSUMO DE MEDICAMENTOS</p><p class="elsevierStylePara"> S. Sans, G. Paluzie, T. Puig, L. Balañá e I. Balaguer-Vintró</p><p class="elsevierStylePara">Institut d'Estudis de la Salut, Generalitat de Catalunya. Institut de Recerca de l'Hospital de la Santa Creu i Sant Pau.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes y objetivos:</span> El gasto farmacéutico en relación al gasto sanitario en España es alto. Pero existe poca información epidemiológica sobre los patrones de consumo farmacéutico. El objetivo de este trabajo es describir la prevalencia de la utilización de medicamentos según género, factores sociodemográficos y el estado de salud autopercibida.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Encuesta de salud transversal realizada en 1994-96 en una muestra aleatoria de la población general de 25 a 64 años de 4.950 individuos, extraída de los padrones municipales de un área geográfica delimitada. Los 3.421 participantes (tasa de respuesta del 72%) fueron interrogados sobre todos los medicamentos consumidos durante las dos semanas anteriores, previa petición por escrito y recordatorio telefónico de acudir al examen de salud con las recetas y/o las cajas de los medicamentos. Se utilizó la clasificación Anatomic Therapeutic Classification (ATC, versión 1993) para la codificación. Además, se obtuvo información sobre el estado de salud autopercibida y otros factores sociodemográficos como edad, sexo, estado civil, nivel educativo y situación laboral. Se denominó "ocasional" al consumo casual o irregular de medicamentos, "regular" al consumo pautado diario y "total" a la suma de ambos modos de consumo. El estado de salud autopercibida se clasificó en cinco categorías. Se utilizó la población del área geográfica de estudio para el ajuste directo de la edad. Para la comparación de proporciones se empleó la prueba de c2 de Pearson.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Las mujeres refirieron mala o muy mala salud con mayor frecuencia que los varones (38% vs. 26%, p < 0,001). El 57% (IC del 95%: 55­59) de los varones y el 76% (IC del 95%: 74­78) de las mujeres habían consumido al menos un medicamento en los quince días anteriores. Excluyendo los anticonceptivos, el consumo regular fue 35% (IC del 95%: 33-37) en los varones y 48% (IC del 95%: 46-51) en las mujeres y de éstos el 48% de las mujeres frente al 29% de los varones (p < 0,001) habían consumido más de un medicamento. El consumo regular de medicamentos aumentó de forma progresiva según el estado de salud autopercibida, independientemente del género, desde el 23% entre los que gozaban de muy buena salud hasta el 73% de los que percibieron mala o muy mala salud (p < 0,0001). Ni el nivel educativo ni el estado civil influyeron en el consumo de medicamentos. Mayor proporción de jubilados o pensionistas consumieron medicamentos (68%, IC del 95%: 62-74) que de trabajadores activos (54%, IC del 95%: 52-57), pero éstas diferencias se observaron sólo en los varones. En las mujeres la situación laboral no influyó en el consumo medicamentoso. Los medicamentos más consumidos fueron los del sistema nervioso (35% varones, 51% mujeres, p < 0,001), digestivo (15%) y cardiovascular (9% varones, 13% mujeres, p < 0,001). La mayoría de la medicación consumida fue prescrita por el especialista (40%) y una cuarta parte fue autoprescrita.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> La prevalencia del consumo total de medicamentos en la población adulta de Cataluña es alta especialmente entre las mujeres, quienes autoperciben peor salud. Las políticas de racionalización del gasto farmacéutico deberían considerar el patrón epidemiológico.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 140</p><p class="elsevierStylePara">LAS DESIGUALDADES DE LA SITUACIÓN DE SALUD EN LAS COMARCAS GALLEGAS</p><p class="elsevierStylePara"> M. I. Santiago Pérez, M. E. Lado Lema, E. Vázquez Fernández y X. Hervada Vidal</p><p class="elsevierStylePara"> Dirección Xeral de Saúde Pública, Consellería de Sanidade, Xunta de Galicia. Organización Panamericana de la Salud, Argentina.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes y objetivos:</span> En los últimos años, los principales indicadores de salud han mostrado una considerable mejoría resultante de factores sociales, culturales y tecnológicos favorables, así como de una mayor disponibilidad y acceso a los servicios y programas de salud. Sin embargo, esta mejoría no ha sido igual en todas las poblaciones, de ahí el interés general por identificar y tratar de reducir las desigualdades en salud. El objetivo de este trabajo es analizar las desigualdades en la situación de salud de las comarcas gallegas, medir las diferencias en las condiciones de vida y de salud y estudiar su asociación con el nivel socioeconómico.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Los instrumentos empleados para medir las desigualdades en salud fueron el índice de Gini y el de Concentración, y se aplicaron a datos de mortalidad (tasa de mortalidad infantil y en menores de 15 años, tasa bruta por suicidio y por enfermedad isquémica en ambos géneros, por cáncer de pulmón en hombres y por cáncer de mama en mujeres, tasa de interrupciones voluntarias del embarazo y tasa bruta de AVPP en ambos géneros), datos de morbilidad (tasas de incidencia de tuberculosis y de sida) y otros factores asociados al estado de salud (índice de bajo peso al nacer, porcentaje de población abastecida con agua controlada, nº de industrias extractivas y manufactureras por 1.000 hab, nº de médicos y nº de ATS-DUE por 1.000 hab, nº de pediatras por 1.000 niños de 0 a 14 años y beneficiarios de ayudas sociales por 1.000 hab). El nivel socioeconómico se valoró a partir de un índice global que combina nivel económico, educativo y de ocupación. Los datos proceden de la Dirección Xeral de Saúde Pública, del Instituto Galego de Estatística, del Consello Económico e Social y de la Consellería de Familia. Los indicadores están calculados para el año 1999, exceptuando los beneficiarios de ayudas sociales (año 2000) y el nivel educativo (año 1.996); para la tasa de mortalidad infantil se utilizaron los datos de los años 97, 98 y 99.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> El coeficiente de Gini permite comparar la distribución observada de una variable en la población con la distribución uniforme, y toma valores entre 0 (igualdad perfecta) y 1 (desigualdad total). En todos los indicadores se obtuvo un valor del índice inferior a 0,5; los valores más elevados corresponden a la mortalidad por suicidio (0,480 en mujeres y 0,293 en hombres), la incidencia de sida (0,443) y la mortalidad en niños (0,327). En las curvas de Lorenz asociadas se observa que el 50% de la población femenina de Galicia acumula un 83% de los casos de suicidio y que en la mitad de la población total se producen el 80% de los casos de sida. Por el contrario, los AVPP presentan valores del índice de Gini bajos (0,088 en hombres y 0,118 en mujeres). El índice de concentración tiene la ventaja, respecto al de Gini, de incluir la dimensión socioeconómica; este índice varía entre ­1 y 1, y es negativo cuando la variable de salud se concentra en los grupos socioeconómicos menos favorecidos. El índice de concentración para la mortalidad por suicidio fue de ­0,136 en mujeres y de ­0,129 en hombres; para la incidencia de sida y las defunciones en menores de 15 años se obtuvieron valores muy próximos a cero.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Este estudio pone de manifiesto la escasa desigualdad existente en la situación de salud de las comarcas gallegas. Las variables de salud con una distribución más desigual en las diferentes comarcas son la mortalidad por suicidio y la incidencia de sida, pero en ningún caso estas desigualdades se asocian con el nivel socioeconómico.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 141</p><p class="elsevierStylePara"> DESIGUALDADES EN LA ATENCIÓN ONCOLÓGICA DEL CÁNCER DE VEJIGA URINARIA EN LA PROVINCIA DE CADIZA</p><p class="elsevierStylePara"> A. Escolar, E. Benítez y E. Figueroa</p><p class="elsevierStylePara">Servicio de Medicina Preventiva y Salud Pública. Hospital Universitario Puerta del Mar.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos:</span> Analizar los factores predictores, atribuibles al sistema sanitario, que influyen en el retraso en la aplicación del primer tratamiento del cáncer de vejiga urinaria tras la visita a un médico especialista.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Metodología:</span> Durante el período comprendido entre julio de 1997 y mayo de 2000 se identificaron los casos incidentes, con confirmación histopatológica, de cáncer de vejiga urinaria en las áreas hospitalarias de Cádiz y Puerto Real (472.290 habitantes). Se realizaron entrevistas personales a los pacientes mediante cuestionario estructurado por personal entrenado, midiendo tras la primera consulta con un médico el "tránsito" del paciente por el sistema sanitario (tipo de médico en la primera consulta, lugar de realización de las consultas, acceso al especialista, hospital, tipo de ingreso,..) hasta su diagnóstico y tratamiento. El tiempo de retraso debido al sistema estudiado es el transcurrido desde la primera visita a un médico especialista hasta el ingreso hospitalario en el que se realiza el primer tratamiento. Mediante análisis de supervivencia paramétrica (modelo lognormal) se analizó la relación entre el tiempo de retraso y las posibles variables predictorias. Se evaluó el ajuste del modelo. La variable evento fue el ingreso hospitalario.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Se identificaron 202 casos, excluyendo a 2 que retrasaron/rechazaron el tratamiento. Las medianas de retraso según hospital fueron 93, 81 y 8 días respectivamente para el Hospital Público A, el Hospital Público B y los Hospitales Privados/Concertados. Como factores predictores del retraso identificamos: Hospital (Tiempos relativos: H. Publico A = 12,00; H. Público B = 7,21; referencia "H. Privado/Con- certado"); Tipo de ingreso hospitalario (Tiempo relativo: Programado = 3,97; referencia "Por Urgencias"); Acceso al especialista (Tiempos relativos: Desde el MG = 1,85; Otras vías = 1,03; referencia "En Urgencias Hospital") y Nivel de estudios (Tiempo relativo: Sin estudios = 1,52; referencia "Resto de categorías").</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Se identifican importantes diferencias en la rapidez de acceso al primer tratamiento entre los hospitales públicos respecto a los privados/concertados, que indican probables problemas de funcionamiento en el nivel especializado del sistema sanitario público, sobre todo en el Área Hospitalaria de Cádiz. Por otra parte se comprueba la presencia de desigualdades sociales en la rapidez con la que se accede al tratamiento del cáncer de vejiga urinaria, siendo ésta más lenta para los que peor nivel de estudios poseen.</p>" "pdfFichero" => "138v16nSupl.1a13036838pdf001.pdf" "tienePdf" => true ] "idiomaDefecto" => "es" "url" => "/02139111/00000016000000S1/v0_201302051454/13036838/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_201302051454/13036838/v0_201302051455/es/138v16nSupl.1a13036838pdf001.pdf?idApp=WGSE&text.app=https://gacetasanitaria.org/" "EPUB" => "https://multimedia.elsevier.es/PublicationsMultimediaV1/item/epub/13036838?idApp=WGSE" ]
Información del artículo
ISSN: 02139111Idioma original: Español
Datos actualizados diariamente
| año/Mes | Html | Total | |
|---|---|---|---|
| 2024 Noviembre | 5 | 1 | 6 |
| 2024 Octubre | 47 | 28 | 75 |
| 2024 Septiembre | 43 | 22 | 65 |
| 2024 Agosto | 58 | 28 | 86 |
| 2024 Julio | 42 | 17 | 59 |
| 2024 Junio | 31 | 18 | 49 |
| 2024 Mayo | 48 | 21 | 69 |
| 2024 Abril | 37 | 15 | 52 |
| 2024 Marzo | 33 | 17 | 50 |
| 2024 Febrero | 48 | 38 | 86 |
| 2024 Enero | 35 | 19 | 54 |
| 2023 Diciembre | 34 | 11 | 45 |
| 2023 Noviembre | 25 | 18 | 43 |
| 2023 Octubre | 25 | 15 | 40 |
| 2023 Septiembre | 34 | 22 | 56 |
| 2023 Agosto | 35 | 17 | 52 |
| 2023 Julio | 34 | 23 | 57 |
| 2023 Junio | 33 | 10 | 43 |
| 2023 Mayo | 23 | 15 | 38 |
Mostrar todo
