Comunicaciones orales : Género y salud
Gender and health
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El objetivo de este estudio es analizar las diferencias en el estado de salud entre las personas ocupadas que viven solas y las que no y examinar las posibles diferencias de género.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> La población de estudio fueron las personas ocupadas de 25 a 64 años entrevistadas en la Encuesta de Salud de Barcelona de 2000 (2102 hombres y 1635 mujeres). El estado de convivencia se clasificó en cuatro categorías: personas que viven solas, solteras que viven con otros, casadas (o pareja de hecho) que viven con otros (categoría de referencia) y separadas, divorciadas o viudas que viven con otros. Las variables dependientes fueron el estado de salud percibido, el estado de salud mental medido con el cuestionario GHQ-12 y el consumo de ansiolíticos, somníferos o antidepresivos en los 15 días previos a la entrevista, todas ellas dicotómicas. Las variables de control fueron la edad (continua) y la clase social ocupacional con cinco categorías. Se ajustaron modelos de regresión logística multivariados para el cálculo de odds ratios ajustadas (ORa) con sus correspondientes intervalos de confianza del 95% (IC95%).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> El 5% de las personas de la muestra vivían solas. La mayoría de los que vivían solos eran solteros (70% de los hombres y 74% de las mujeres). No se observaron diferencias en el estado de salud percibido. En ambos sexos el estado de salud mental fue peor entre las personas separadas, divorciadas o viudas. Además las mujeres que vivían solas tuvieron mayor riesgo de mal estado de salud mental (ORa = 1,73; IC95% = 0,91-3,28). El consumo de tranquilizantes se asoció con el estado de convivencia y lo hizo de forma diferente para hombres y para mujeres. Aunque en ambos sexos la prevalencia de consumo fue menor entre las personas casadas que vivían con otros, en los hombres el mayor riesgo correspondió, una vez más, a los separados, divorciados o viudos que vivían con otras personas (ORa = 3,33; IC95% = 1,68-6,62), mientras en las mujeres lo hizo a las que vivían solas (ORa = 2,34; IC95% = 1,23-4,44). Curiosamente, entre las mujeres no se observaron diferencias en este último indicador entre las casadas y las separadas, divorciadas o viudas.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> En la población ocupada vivir solo no parece ser consecuencia de un mal estado de salud general. Vivir solo podría ser causa de problemas de salud mental sobre todo en las mujeres, mientras en los hombres la salud mental parece explicarse más por el hecho de estar separado, divorciado o viudo.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">220 MUJERES RESPONSABLES DE HOGARES MONOPARENTALES Y ESTADO DE SALUD</span></p><p class="elsevierStylePara"> Lucía Artazcoz Lazcano, Imma Cortès Franch</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Servei de Salut Laboral i Ambiental, Agència de Salut Pública, Barcelona, España.</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Introducción:</span> En los últimos años ha aumentado el número de mujeres responsables de hogares monoparentales, mientras aún son pocos los hombres en esta misma situación. Muchas de ellas viven en situaciones socioeconómicas difíciles que podrían tener efecto negativo sobre su estado de salud. Aunque con frecuencia se analizan como un colectivo homogéneo, podría haber diferencias entre las que tienen un trabajo remunerado y las amas de casa. El objetivo de este estudio es analizar las diferencias en el estado de salud entre las madres responsables de hogares monoparentales y las que viven en pareja y examinar el posible efecto de la situación laboral.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> La población de estudio fueron las mujeres de 25 a 64 años que convivían con hijos o hijas entrevistadas en la Encuesta de Salud de Barcelona de 2000 (1657 mujeres). Se compararon cuatro categorías determinadas por el estado civil o de convivencia y la situación laboral: la categoría de referencia que fue la de mujeres ocupadas que vivían en pareja (46,7%), amas de casa que vivían en pareja (32,7%), mujeres ocupadas responsables de hogares monoparentales (9,0%) y amas de casa responsables de hogares monoparentales (1,6%). Se excluyeron el 10% restante de madres en otras situaciones. Las variables dependientes fueron el estado de salud percibido, el estado de salud mental medido con el cuestionario GHQ-12 y el consumo de ansiolíticos, somníferos o antidepresivos en los 15 días previos a la entrevista, todas ellas dicotómicas. Las variables de control fueron la edad (continua) y la clase social ocupacional con cinco categorías. Se ajustaron modelos de regresión logística multivariados para el cálculo de odds ratios ajustadas (ORa) con sus correspondientes intervalos de confianza del 95% (IC95%).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> No se observaron diferencias en el estado de salud percibido entre las diferentes tipologías de convivencia y situación laboral. El estado de salud mental fue peor entre las mujeres ocupadas responsables de hogares monoparentales (ORa = 2,08; IC95% = 1,35-3,19) pero no se observaron diferencias con las amas de casa responsables de hogares monoparentales. El consumo de tranquilizantes fue superior entre las amas de casa tanto entre las que vivían en pareja (ORa = 1,48; IC95% = 1,03-2,12) como, sobre todo, entre las responsables de hogares monoparentales (ORa = 3,15; IC95% = 1,19-8,34).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> El impacto de vivir como mujer responsable de un hogar monoparental depende del indicador de salud analizado y de la situación laboral. Se centra en el estado de salud mental pero puede permanecer enmascarado en las amas de casa por el mayor consumo de fármacos tranquilizantes en este colectivo. Es necesario desarrollar políticas sensibles a la situación de las mujeres responsables de hogares monoparentales como colectivo vulnerable.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">221 ANÁLISIS DE LAS CARACTERÍSTICAS DIFERENCIALES DE LAS INMIGRANTES ATENDIDAS EN CENTROS DE PLANIFICACIÓN FAMILIAR</span></p><p class="elsevierStylePara"> Óscar Zurriaga Lloréns, Miguel Angel Martínez-Beneito, Javier Peñalver Herrero, Susana Bosch Sánchez, María José García Blasco, Alberto Amador Iscla, Trinidad Molins Estellés. En nombre del Grupo: en nombre de la Red Centinela Sanitaria de la C. Valenciana</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Servicio de Epidemiología, Conselleria Sanitat, Valencia (España).</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes:</span> La inmigración de extranjeros en la Comunidad Valenciana (CV) ha pasado de 3.314 personas en 1996 a 61.869 en 2000, inmigrantes económicos la mayoría. Esto repercute sobre los servicios sanitarios, no sólo por la presión asistencial, sino también por la adecuación a las características culturales y de morbilidad diferencial entre los diversos colectivos. El objetivo del trabajo es analizar las características diferenciales entre la población de origen extranjero atendida en los centros de planificación familiar en la CV.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Durante 2002, médicos de los centros de planificación familiar integrados en la Red Centinela Sanitaria de la CV (RCSCV) recopilaron información de las primeras consultas atendidas de población de origen extranjero con menos de 5 años de residencia, referente a antecedentes obstétricos, factores sociales y sanitarios y relacionados con la consulta realizada. Se agrupó el país de origen en tres categorías: Latinoamérica, África, y Europa Oriental, y se realizó un análisis de correspondencias para cada grupo, extrayendo las dos primeras dimensiones.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> En un año se notificaron 2493 primeras consultas en personas de origen extranjero (20% del total de primeras consultas, considerando nacionales y extranjeras). Latinoamericanas el 63,5%, de Europa Oriental el 19,4%, de África el 12,2%. El porcentaje de varianza explicado por las dos dimensiones estudiadas en cada análisis de correspondencias osciló entre el 37,76% en africanas y el 28,24% en latinoamericanas. La interpretación efectuada del primer eje, indicaba que estaba formado por componentes relacionados con la marginalidad-integración y la demanda de anticoncepción o de interrupción voluntaria del embarazo (IVE), en tanto que el segundo eje mostraba características relacionadas con los antecedentes obstétricos y la edad. En las latinoamericanas, el primer eje estaba formado por las variables prescripción de anticoncepción, motivo de la visita, derivación, carencia de residencia habitual, bajo nivel educativo, penosidad laboral y hacinamiento, mientras que el segundo eje hacía referencia a antecedentes obstétricos. En el grupo de africanas, el primer eje era parecido al de las latinoamericanas pero incluyendo además una variable como prostitución, siendo similar también el segundo eje. Las europeas orientales mostraban en el primer eje variables como prescripción de anticoncepción, motivo de la visita, derivación, carencia de residencia y problemas de idioma, siendo también el segundo eje expresión de los antecedentes obstétricos y la edad.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Los ejes definidos tras el análisis de correspondencias son susceptibles de parecida interpretación en los tres grupos, pero con importantes diferencias de matiz entre ellos. En las latinoamericanas muestran un comportamiento orientado hacia la anticoncepción, con un grupo socialmente marginal orientado a la IVE, mientras que en las europeas orientales hay mayor recurso a la IVE pero sin acompañamiento de marginalidad. Las africanas se diferencian por la presencia de prostitución.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">222 EVOLUCIÓN DE LA INTERRUPCIÓN VOLUNTARIA DEL EMBARAZO EN UN DISTRITO SANITARIO. PLANTEAMIENTO DE NUEVAS ESTRATEGIAS</span></p><p class="elsevierStylePara"> Pilar Barroso*, M. Angeles Lucerna**, Tesifón Parrón***</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">*Sección Epidemiología, Distrito Sanitario Levante Alto Almanzora, Almería, España. **Servicio de Medicina Preventiva, Hospital La Inmaculada, Almería, España. ***Servicio de Salud, Delegación Provincial de Salud, Almería, España.</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes y objetivos:</span> En la Comunidad Autónoma de Andalucía se crea en 1987 el Registro Andaluz de IVE. La gestión de las mismas se realiza a través de los Distritos de Atención Primaria mediante una solicitud que identifica a la usuaria por el DNI ó pasaporte y número de tarjeta sanitaria. Desde el año 1999, en el Distrito Sanitario Levante Alto Almanzora de Almería, se ha producido un aumento progresivo de la población inmigrante, a la que se le proporciona Asistencia Sanitaria a través de Cartillas de Reconocimiento Temporal. El objetivo planteado es realizar un estudio de la evolución de las IVE y su relación con la inmigración en el período 1998-2002 en dicho Distrito, con el fin de readaptar el programa de Planificación Familiar a nuevas necesidades.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> Es un estudio observacional descriptivo. <span class="elsevierStyleItalic"> Población de estudio:</span> IVE de la Zona del Levante Alto Almanzora, derivadas para estudio a Centros Concertados en el período 1998-2002. <span class="elsevierStyleItalic">Variables:</span> Edad, fecha de solicitud (mes y año), Zona Básica de Salud (ZBS), semana de gestación, inmigración. <span class="elsevierStyleItalic">Fuentes de información:</span> Solicitudes de IVE derivadas para estudio, Registro Andaluz de IVE, padrón actualizado del Instituto de Estadística de Andalucía (1998 y 2001), Tarjetas de Reconocimiento Temporal. <span class="elsevierStyleItalic">Análisis de datos:</span> Se realiza un estudio descriptivo de las variables anteriores en el período 1998-2002. Para conocer situación de inmigración se ha tenido en cuenta el número de Tarjeta Sanitaria y número de pasaporte. Se ha aplicado el test de Chi-cuadrado para estudiar la relación entre población inmigrante y no inmigrante y número de IVE.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> En el período analizado se han estudiado 224 solicitudes de IVE. El grupo de edad con mayor número es el de 20-24 años (29,46%), seguido del de 25-29 años (22,32%). La ZBS con más número de solicitudes de IVE es Huércal-Overa (27,8%) seguido de Vera (23,3%). El mayor número de solicitudes corresponden al 2002 (39,7%). El 95% de las IVE solicitadas en el período de estudio presentan menos de 12 semanas de gestación. El 52,7% de las solicitudes corresponden a inmigrantes; estratificando por años los resultados son: año 1998, 0%; 1999, 17,6%; 2000, 59,5%; 2001, 63,6%; 2002, 69,7%. Se ha encontrado una diferencia estadísticamente significativa oscilando la OR de 338,08 (IC 95%: 70-1427) en el año 1999 a 67,05 (IC 95%: 35-130) en el 2001.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> Se ha observado un aumento de IVE a lo largo del período, sobre todo en relación a población inmigrante. Ante los resultados obtenidos se considera importante reorientar el programa de planificación familiar con el fin de adaptarse a las nuevas necesidades, fundamentalmente en aquellas Zonas Básicas con mayor número de mujeres inmigrantes.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">223 EL CONSUMO DE TRANQUILIZANTES ENTRE LAS AMAS DE CASA ¿ENMASCARA SU PEOR ESTADO DE SALUD MENTAL?</span></p><p class="elsevierStylePara"> Immaculada Cortès, Lucía Artazcoz</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Servei de Salut Laboral i Ambiental, Agència de Salut Pública, Barcelona, España.</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes:</span> El estado de salud de las mujeres está relacionado con su situación laboral, de modo que la mayoría de los estudios señalan que las mujeres ocupadas tienen mejor estado de salud que las mujeres que no realizan un trabajo remunerado. Es posible, sin embargo, que existan diferencias generacionales que modifiquen el impacto de la situación laboral en la salud de las mujeres. El objetivo de este estudio es analizar las diferencias en el estado de salud de las mujeres según su situación laboral (ocupadas y amas de casa) en dos periodos distintos de edad.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Métodos:</span> La población de estudio fueron las mujeres ocupadas o amas de casa de entre 25 y 64 años que vivían en pareja, que fueron entrevistadas en la 'Enquesta de Salut de Barcelona' de 2000: 1715 mujeres, 1016 ocupadas y 699 amas de casa. Se consideraron cuatro variables dependientes para medir el estado de salud: estado de salud percibido, estado de salud mental medido con el cuestionario GHQ-12, consumo de ansiolíticos, somníferos o antidepresivos en los 15 días anteriores a la entrevista y la consulta o visita a un profesional sanitario también en la quincena anterior, todas ellas variables dicotómicas. La edad se agrupó en dos categorías (menores de 45 años y mayores de 44) considerándose como variable de interacción; finalmente, el nivel de estudios en tres categorías se utilizó como variable de control. Se ajustaron modelos de regresión logística multivariados para el cálculo de odds ratios ajustadas (ORa) con sus correspondientes intervalos de confianza del 95% (IC95%), considerando a las mujeres ocupadas como la categoría de referencia de la variable predictora (situación laboral).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados:</span> El 76,4% de las mujeres menores de 45 años eran ocupadas mientras que el 57% de las mayores de 44 eran amas de casa. No se encontraron diferencias estadísticamente significativas entre las mujeres menores de 45 años en ninguno de los cuatro indicadores de salud analizados. Entre las mayores de 44 años, las amas de casa consumieron en mayor medida ansiolíticos, somníferos o antidepresivos (ORa = 1,64; IC95% = 1,09-2,48) y realizaron mayor número de consultas médicas (ORa = 1,63; IC95% = 1,16-2,28).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones:</span> No existen diferencias entre las mujeres ocupadas y las amas de casa menores de 45 años en los indicadores de salud analizados. Entre las mujeres de más edad tampoco existen diferencias entre ambos grupos ni en el estado de salud percibido ni en la salud mental, hecho que podría estar relacionado con el mayor consumo de tranquilizantes por parte de éstas, hecho consistente con el mayor número de consultas médicas entre este grupo de mujeres. Estas conclusiones implican la necesidad de considerar la etapa vital y el tipo de indicador de salud al analizar el estado de salud de las mujeres en distintas situaciones laborales.</p>" "pdfFichero" => "138v17nSupl.2a13051789pdf001.pdf" "tienePdf" => true ] "idiomaDefecto" => "es" "url" => "/02139111/00000017000000S2/v0_201302051404/13051789/v0_201302051406/es/main.assets" "Apartado" => array:4 [ "identificador" => "792" "tipo" => "SECCION" "es" => array:2 [ "titulo" => "Congreso" "idiomaDefecto" => true ] "idiomaDefecto" => "es" ] "PDF" => "https://static.elsevier.es/multimedia/02139111/00000017000000S2/v0_201302051404/13051789/v0_201302051406/es/138v17nSupl.2a13051789pdf001.pdf?idApp=WGSE&text.app=https://gacetasanitaria.org/" "EPUB" => "https://multimedia.elsevier.es/PublicationsMultimediaV1/item/epub/13051789?idApp=WGSE" ]
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ISSN: 02139111Idioma original: Español
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| 2024 Junio | 31 | 9 | 40 |
| 2024 Mayo | 39 | 21 | 60 |
| 2024 Abril | 32 | 13 | 45 |
| 2024 Marzo | 32 | 21 | 53 |
| 2024 Febrero | 31 | 50 | 81 |
| 2024 Enero | 23 | 18 | 41 |
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| 2023 Noviembre | 27 | 15 | 42 |
| 2023 Octubre | 21 | 10 | 31 |
| 2023 Septiembre | 32 | 20 | 52 |
| 2023 Agosto | 25 | 9 | 34 |
| 2023 Julio | 32 | 25 | 57 |
| 2023 Junio | 24 | 10 | 34 |
| 2023 Mayo | 16 | 8 | 24 |
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