Mesa de comunicaciones orales 1: salud, género y edad
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Minardi Mitre Cotta, M. Morales Suárez-Varela, J. Sette Cotta Filho, A. Llopis Gonzales, E. Ramon y J.A. Dias</p><p class="elsevierStylePara"> Universidad de Valencia y Hospital Universitario Dr. Peset.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos:</span> Describir el perfil de los pacientes asistidos en HD en función de sus características demográficas y pidemiológicas, a la vez que se analiza la HD en una cuanto alternativa sanitaria teniendo como referencia las justificaciones tradicionalmente utilizadas para su implantación.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Pacientes y método:</span> Se realizó un estudio descriptivo retrospectivo de los pacientes asistidos en HD del Hospital Universitario Dr. Peset, Valencia. Las variables del estudio fueron: variables personales, clínicas y relacionadas con el desempeño del servicio.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados y discusión:</span> El paciente diana de nuestro estudio, corresponde a ancianos pluripatológicos, portadores de enfermedades crónicas. Encontramos una estancia media de los pacientes en HD menor que la en HT y se ha confirmado la intensidad de la asistencia. Nuestros resultados comprueban la adecuación de la HD para pacientes con enfermedades crónicas, al permitir por un lado, acortar la estancia hospitalaria en y evitar ingresos y/o visitas al hospital y servicios de urgencia, y por otro, disminuir los riesgos inherentes a una hospitalización. El análisis de la variables puerta de entrada en HD y destino de los pacientes tras el alta, nos informan que ni los ingresos en HD ni las altas de esta son precedidos y/o seguidos de comunicación con el nivel asistencial correspondiente. Se ha constatado la existencia de un importante problema de comunicación entre la atención primaria y el hospital, que obviamente proyecta hacia la calidad y efectividad de la asistencia. Desde el punto de vista de los costes, encontramos un coste por estancia menor en HD que en HT.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Bibliografía:</span></p><p class="elsevierStylePara"> 1. Sager MA, Franke T, Inouye SK, Landefeld S, Morgan T, Rudberg MA, Siebens H, Winograd CH. Functional outcomes of acude medical illness and hospitalization in older persons. Arch Intern Med 1996; 156: 645-652.</p><p class="elsevierStylePara"> 2. Fried TR, Doorn CV et al. Older Persons preferences for home vs hospital care in the treatment of acute illness. Arch Intern Med 2000; 160: 1501-1506.</p><p class="elsevierStylePara"> 3. OPS/OMS. Consulta regional de las Américas sobre evaluación del desempeño de los sistemas de salud (Informe Final) 2001; Washington D.C. [série online] 2001 [cited 2001 agos 27]; [12 screens]. Available From: www.paho.org</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">VIOLENCIA DEL COMPAÑERO ÍNTIMO EN ESPAÑA</p><p class="elsevierStylePara"> C. Vives Cases, C. Álvarez-Dardet y P. Caballero</p><p class="elsevierStylePara"> Universidad de Alicante.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Determinar las diferencias geográficas y por edad en el riesgo de una española de denunciar y morir por la violencia de su compañero íntimo (V.C.I).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Estudio epidemiológico descriptivo con base en las denuncias por V.C.I. del Ministerio del Interior y los asesinatos registrados en la base de datos de la Federación de Mujeres Separadas y Divorciadas, desde 1997 a 2001. Se calculó el riesgo individual de una mujer de morir y denunciar a lo largo de su vida, las tasas de mortalidad ajustadas por edad y por provincia con base en el método acumulativo simple, la tasa de incidencia específica por provincias de la denuncia por V.C.I y se realizó un análisis de regresión simple.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Se observó un incremento del 28% en las denuncias y de casi el doble en los asesinatos desde el primer año del periodo al último. El riesgo de morir a manos del compañero íntimo de una española es de 0,0001 y el de denunciar a lo largo de su vida es de 0,005. La probabilidad de ser asesinada es aún mayor primero en las mujeres de 22 a 41 años y posteriormente, en las de 82-86 años. Las provincias que mayor tasa de mortalidad por V.C.I. alcanzaron se localizan tanto en el sur (Jaén, Huelva, Málaga), como en la meseta central (Albacete, Guadalajara, Zamora) como en la costa Mediterránea (Gerona, Lérida, Alicante) y las islas (Baleares, Tenerife, las Palmas). Melilla, Ceuta, Las Palmas y Tenerife fueron las provincias que mayor tasa de incidencia de la denuncia por V.C.I. registraron.</p><p class="elsevierStylePara"> No existe correlación entre las tasas de incidencia del delito y las tasas de mortalidad por V.C.I. por provincias (f = 0,747, p = 0,392).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Parece existir un patrón bimodal por edad en el riesgo de muerte. No se ha observado un patrón geográfico determinado, pero podría descartarse tanto una concentración del riesgo de muerte y de denunciar en la España rural como en las grandes urbes, como también que exista alguna relación entre las provincias de mayor tasa de incidencia de la denuncia y las de mayor tasa de mortalidad por V.C.I.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">LA EVALUACIÓN DE LA IMPORTANCIA DEL GÉNERO EN LOS CONTRATOS DE GESTIÓN</p><p class="elsevierStylePara"> C. Natal Ramos y E. Muslera Canclini</p><p class="elsevierStylePara">Servicio de Salud del Principado de Asturias.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes y objetivos:</span> La Estrategia Marco sobre Igualdad entre Hombres y Mujeres de la Comisión de las Comunidades Europeas establece para el 2003 como prioritarias: la integración de la perspectiva de género en todas las iniciativas políticas, y las acciones específicas dirigidas al sexo desfavorecido o infrarrepresentado. La salud es identificada como un área crítica de interés en la Conferencia de Beijing. El Contrato de Gestión (CG), que es la herramienta con la que anualmente se relacionan financiación y actividad en asistencia sanitaria garantizando la prestación de la atención, debe ser evaluado en cuanto a la conveniencia de introducir una perspectiva de género en su elaboración.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Método:</span> Como instrumento para evaluar la importancia de las políticas con relación al género se ha utilizado el SMART (Simple Method to Asses the Relevance of policies to gender), avalado por la Comisión Europea. Esta herramienta plantea dos cuestiones: ¿La propuesta política se dirige a uno o más grupos objetivo?. ¿Existen diferencias entre mujeres y hombres en el campo de la propuesta política?. Una respuesta afirmativa conlleva que la perspectiva de género debe ser contemplada.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> El CG contempla la actividad asistencial para toda la población (agrupada por edad, género, clase social entre otros). Se conocen y están documentadas las diferencias entre mujeres y hombres con relación a resultados en salud, accesibilidad a los servicios y utilización de los recursos.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Los CG deberían elaborarse bajo una perspectiva de género.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">VIOLENCIA FÍSICA, PSÍQUICA Y SEXUAL CONTRA LA MUJER EN SU RELACIÓN DE PAREJA. UN ESTUDIO DE PREVALENCIA EN EL ÁMBITO DE LA ATENCIÓN PRIMARIA</p><p class="elsevierStylePara"> N. Mata Pariente e I. Ruiz Pérez</p><p class="elsevierStylePara">H.U. de Puerto Real, Cádiz. Escuela Andaluza de Salud Publica, Granada.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Introducción:</span> La violencia doméstica es uno de los actos comprendidos en la categoría de violencia contra la mujer. Se define como la violencia física, sexual y psicológica que se produce en el ámbito de la familia y que es llevada a cabo por parte del que es o fue su compañero sentimental.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span><span class="elsevierStyleItalic">1)</span> determinar la prevalencia de la violencia domestica en un centro de Atención Primaria de Granada, <span class="elsevierStyleItalic">2)</span> caracterizar los distintos tipos de abuso, <span class="elsevierStyleItalic"> 3)</span> identificar los factores sociodemográficos asociados a la presencia de abuso.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Metodología:</span> Encuesta transversal mediante cuestionario autoadministrado y anónimo con 16 preguntas sobre v. sociodemográficas, frecuencia de los diferentes tipos de maltrato tanto con su pareja actual como con una anterior y duración de los mismos. Este cuestionario fue administrado a todas las mujeres que acudían a 3 consultas de atención primaria y que cumplían los criterios de inclusión. La fuerza de asociación entre las variables se estimó mediante la OR con su IC 95%. Por ultimo se llevo a cabo un análisis de regresión logística.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> 400 mujeres participaron (tasa de respuesta del 80,09%). El 22,8% sufrieron abuso de cualquier tipo y en cualquier momento de la vida y el 43,3% sufrió dicho maltrato/s durante más de 5 años. El tipo de abuso mas frecuente fue el emocional coexistiendo los 3 tipos de abuso en un 22,3%. Las variables que de forma independiente se asociaron con el abuso fueron el estado civil de separadas y divorciadas (OR = 9,36; IC 95%: 3.42 25.62), tener un mayor nivel de ingresos familiares que se asocia negativamente con la presencia de abuso (OR = 0,34; IC 95%: 0,13-0,90) y tener un nivel de enseñanza de FP, BUP, COU (OR = 2,31; IC95%: 1,13-4,71). A mayor edad el riesgo disminuye, pero las diferencias no son estadísticamente significativas</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> este es el primer trabajo realizado en España con excepción de la macroencuesta del IM (1999 y 2002). La frecuencia aquí encontrada esta dentro de lo esperable por la literatura. Este estudio pone de manifiesto que los diferentes tipos de maltrato coexisten en una elevada frecuencia y que las mujeres que están sufriendo malos tratos, se muestran muy receptivas en cuanto a compartir su problema, en busca de desahogo y ayuda para combatir su difícil situación.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">VALIDEZ Y FIABILIDAD DE UN CUESTIONARIO PARA MEDIR MALOS TRATOS EN MUJERES</p><p class="elsevierStylePara"> A. Delgado Sánchez, M. Aguar Fernández, J.D. Luna del Castillo</p><p class="elsevierStylePara">Unidad Docente Medicina de Familia y Comunitaria.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo:</span> Analizar validez y fiabilidad de un cuestionario para medir prevalencia de malos tratos (MT) en mujeres.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Estudio descriptivo, transversal, multicéntrico.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Población y muestra:</span> Mujeres de 14 o más años que consultan a 23 médicos de familia en 4 centros de salud urbanos de Granada. Muestreo consecutivo durante 6 meses, alfa = 5%, precisión = 4% y prevalencia = 20%, n = 385 mujeres. Cuestionario con entrevistadora tras consulta, con variables sociodemográficas, sìntomas clínicos, uso de drogas, y escala de MT con 11 preguntas (4 MT físico, 6 psíquico, 1 sexual) adaptadas de Ambuel y Hudson, medidas con Likert de 5 opciones, desde nunca a casi siempre. Análisis: Frecuencias. Test Edwards. Análisis factorial componentes principales. Coeficiente de Correlación Intraclase (CCI). alfa-Cronbach de escala y factores.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> Edad media 46,1 (SD = 17,19). Se extrae una pregunta.</p><p class="elsevierStylePara"> Pregunta (carga en factor) Factor1 Factor2-insultado, avergonzado o humillado ,819</p><p class="elsevierStylePara"> -no respetar sus sentimientos ,810</p><p class="elsevierStylePara"> -intentado controlar su vida o sus movimientos ,776</p><p class="elsevierStylePara"> -amenazado a usted, a sus hijos o a alguna persona querida ,713</p><p class="elsevierStylePara"> -obligado a mantener relaciones sexuales sin querer usted ,630</p><p class="elsevierStylePara"> -pegado ,630</p><p class="elsevierStylePara"> -herido con un arma u otro objeto ,787</p><p class="elsevierStylePara"> -amenazado con un arma ,752</p><p class="elsevierStylePara"> -producirdo heridas ,669</p><p class="elsevierStylePara"> -roto alguna de sus cosas o algún objeto de la casa ,629</p><p class="elsevierStylePara"> CCI ,8688 ,7072</p><p class="elsevierStylePara"> alfa-Cronbach ,8688 ,7072</p><p class="elsevierStylePara"> alfa-Cronbach escala ,8823</p><p class="elsevierStylePara"> Dos dimensiones empíricas: MT de menor grado que incluye pegar, y MT de mayor grado que incluye romper objetos.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusión:</span> Cuestionario con adecuada fiabilidad y validez de constructo.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">LA IMPORTANCIA DEL GÉNERO Y LA EDAD EN EL EFECTO DE LA CONTRATACIÓN TEMPORAL SOBRE LA SALUD MENTAL DE LA POBLACIÓN TRABAJADORA</p><p class="elsevierStylePara"> L. Artazcoz Lazcano* e I. Cortès Franch</p><p class="elsevierStylePara">Agencia de Salut Pública de Barcelona.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos:</span> Analizar el impacto de la contratación temporal sobre el estado de salud mental de la población asalariada y examinar si depende del género y del grupo de edad.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Los datos proceden de la Encuesta de Salud de Barcelona de 2000. Se seleccionan los trabajadores asalariados, 1.869 hombres y 1.621 mujeres. La variable dependiente fue el estado de salud mental medido con el cuestionario GHQ-12. Se consideraron casos las personas con una puntuación superior a 2. La relación laboral se midió con una variable de cuatro categorías: contrato fijo, contrato temporal de duración determinada, contrato temporal de duración indeterminada y trabajo asalariado sin contrato. El análisis fue separado por sexo y grupo de edad (menores de 35 años y 35 o más años) y controlado por la clase social ocupacional con cinco categorías y la limitación crónica de la actividad en los últimos 12 meses. Se ajustaron modelos de regresión logística para el cálculo de odds ratios ajustadas (ORa) y sus correspondientes intervalos de confianza del 95% (IC95%).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> El 9% de los hombres y el 15% de las mujeres tenían mal estado de salud mental. Trabajar con contrato temporal o sin contrato fue más habitual entre las mujeres y entre los menores de 35 años. Mientras en los hombres jóvenes la contratación temporal no se asoció con el estado de salud mental, entre los de 35 años o más, el riesgo de mal estado de salud mental fue superior entre los que trabajaban con contratos temporales de duración determinada (ORa = 2,39; IC95% = 1,05-5,40) pero no se observó relación con los temporales de duración indeterminada. Entre las mujeres, trabajar sin contrato se asoció con mal estado de salud mental sólo entre las jóvenes (ORa = 3,04; IC95% = 1,28-7,18) pero no se halló ninguna otra asociación.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusión:</span> La inestabilidad laboral tiene efectos negativos sobre el estado de salud mental de la población trabajadora que dependen del género y del grupo de edad. Teniendo en cuenta que en España la tercera parte de la población ocupada trabaja con contratos temporales, este hecho podría tener un gran impacto en el estado de salud mental de los trabajadores.</p>" "pdfFichero" => "138v17nSupl.1a13047132pdf001.pdf" "tienePdf" => true ] "idiomaDefecto" => "es" "url" => "/02139111/00000017000000S1/v0_201302051425/13047132/v0_201302051425/es/main.assets" "Apartado" => array:4 [ "identificador" => "777" "tipo" => "SECCION" "es" => array:2 [ "titulo" => "Mesa de comunicaciones" "idiomaDefecto" => true ] "idiomaDefecto" => "es" ] "PDF" => "https://static.elsevier.es/multimedia/02139111/00000017000000S1/v0_201302051425/13047132/v0_201302051425/es/138v17nSupl.1a13047132pdf001.pdf?idApp=WGSE&text.app=https://gacetasanitaria.org/" "EPUB" => "https://multimedia.elsevier.es/PublicationsMultimediaV1/item/epub/13047132?idApp=WGSE" ]
Información del artículo
ISSN: 02139111Idioma original: Español
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| 2024 Octubre | 50 | 28 | 78 |
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| 2024 Agosto | 54 | 24 | 78 |
| 2024 Julio | 35 | 18 | 53 |
| 2024 Junio | 30 | 12 | 42 |
| 2024 Mayo | 32 | 31 | 63 |
| 2024 Abril | 29 | 8 | 37 |
| 2024 Marzo | 28 | 11 | 39 |
| 2024 Febrero | 27 | 42 | 69 |
| 2024 Enero | 32 | 20 | 52 |
| 2023 Diciembre | 22 | 7 | 29 |
| 2023 Noviembre | 27 | 16 | 43 |
| 2023 Octubre | 20 | 15 | 35 |
| 2023 Septiembre | 27 | 18 | 45 |
| 2023 Agosto | 23 | 9 | 32 |
| 2023 Julio | 37 | 24 | 61 |
| 2023 Junio | 23 | 13 | 36 |
| 2023 Mayo | 20 | 7 | 27 |
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