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    "textoCompleto" => "<p class="elsevierStylePara">DESIGUALDAD DE LA RENTA&#44; SALUD Y FINANCIACI&#211;N AUTON&#211;MICA EN EL CONTEXTO ESPA&#209;OL Y DE LA COMUNIDAD DE CANTABRIA</p><p class="elsevierStylePara"> D&#44; Cantarero&#44; M&#46; Pascual y J&#46;M&#46; Sarabia</p><p class="elsevierStylePara"> Departamento de Econom&#237;a&#46; Universidad de Cantabria&#46;</p><p class="elsevierStylePara"> Este trabajo analiza la posible relaci&#243;n entre la renta y la salud as&#237; como su correspondiente nueva financiaci&#243;n regional en el contexto espa&#241;ol y de la Comunidad de Cantabria&#46; Para ello&#44; en primer lugar&#44; se analiza la desigualdad de la renta utilizando la informaci&#243;n contenida en las cinco primeras olas &#40;1994-1998&#41; del Panel de Hogares de la Uni&#243;n Europea &#40;PHOGUE&#41;&#46; Esta base de datos contiene informaci&#243;n tanto de individuos como de familias y es homog&#233;nea entre los pa&#237;ses de la Uni&#243;n Europea&#46; A continuaci&#243;n&#44; se aporta una nueva perspectiva a los estudios cl&#225;sicos de desigualdad y su impacto sobre la salud&#46; En base a esto&#44; nos centraremos en las relaciones entre diversos factores socioecon&#243;micos y la salud as&#237; como su posible relaci&#243;n con el nuevo marco de financiaci&#243;n regional de las pol&#237;ticas sanitarias&#46; En conclusi&#243;n&#44; el an&#225;lisis realizado viene a confirmar los resultados obtenidos en estudios previos en el sentido de que la distribuci&#243;n de la renta tiene efectos significativos sobre los indicadores de salud&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> CONDICIONANTES SOCIOECON&#211;MICOS EN LA FRECUENTACI&#211;N HOSPITALARIA</p><p class="elsevierStylePara"> E&#46; Torn&#233; Vilagrasa&#42;&#44; A&#46; Pozuelo Garc&#237;a&#44; C&#46; Vidal Lancis&#42;&#42;&#44; A&#46; Plaza Tes&#237;as&#44; C&#46; Zara Yanhin y A&#46; Guarga Rojas</p><p class="elsevierStylePara">Consorci Sanitari de Barcelona&#59; &#42;&#42;S&#46;A&#46;P&#46; Gr&#224;cia-Horta-Guinard&#243;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes&#58;</span> La utilizaci&#243;n de los recursos sanitarios se halla relacionada con factores socioecon&#243;micos&#44; demogr&#225;ficos&#44; con la oferta de servicios y con el estado de salud&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo&#58;</span> Determinar la existencia de asociaci&#243;n entre el nivel socioecon&#243;mico poblacional y la tasa de ingresos hospitalarios en Barcelona&#44; para la planificaci&#243;n de intervenciones&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> Se ha analizado la informaci&#243;n procedente de los hospitales p&#250;blicos de Barcelona que elaboran el conjunto m&#237;nimo b&#225;sico de datos al alta hospitalaria &#40;CMBDAH&#41; del a&#241;o 2001&#46; Para identificar la procedencia territorial de los ingresos&#44; se adjudica &#225;rea b&#225;sica de salud &#40;ABS&#41;&#46; Cada ABS posee un &#237;ndice de capacidad econ&#243;mica familiar &#40;ICEF&#41; que resume el nivel socioecon&#243;mico de la poblaci&#243;n&#46; Tras el c&#225;lculo de la tasa de hospitalizaci&#243;n estandarizada por grupos de edad &#40;m&#233;todo directo&#41;&#44; se analiz&#243; la asociaci&#243;n entre ambas variables mediante el coeficiente de correlaci&#243;n de Pearson y se cuantific&#243; la asociaci&#243;n con una regresi&#243;n lineal simple &#40;variable independiente&#58; ICEF&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> Se analizaron 105&#46;855 altas procedentes de 59 ABS&#44; la distribuci&#243;n por edades fue&#58; 4&#44;4&#37; &#60; 14 a&#241;os&#44; 19&#37; entre 14-45 a&#241;os&#44; 22&#44;4&#37; entre 46-65 a&#241;os y 54&#44;4&#37; &#62; 65 a&#241;os&#46; Se hall&#243; una asociaci&#243;n inversa entre la tasa de ingresos y el ICEF &#40;Pearson&#58; -0&#44;73&#41;&#46; La &#946;del modelo de regresi&#243;n lineal simple fue -0&#44;84 &#40;IC95&#37;&#58;-1&#44;05&#59;-0&#44;63 p &#60; 0&#44;0001&#41; y el R2&#58; 0&#44;53&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones&#58;</span> La tasa ajustada de hospitalizaci&#243;n presenta una relaci&#243;n inversa con el nivel socioecon&#243;mico de los pacientes&#46; Dada la oferta de servicios sanitarios privados en Barcelona y su escasa cumplimentaci&#243;n del CMBDAH&#44; la valoraci&#243;n global no es totalmente concluyente&#44; aunque estos resultados han de orientar la planificaci&#243;n de intervenciones&#44; tanto en la Atenci&#243;n Primaria como en la Hospitalaria&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> DETERMINANTES POL&#205;TICOS Y SOCIOECON&#211;MICOS DE LA MORTALIDAD PREMATURA EN ESPA&#209;A 1989-98</p><p class="elsevierStylePara"> M&#46; Rodr&#237;guez Sanz<span class="elsevierStyleSup">1</span>&#44; C&#46; Borrell Thi&#243;<span class="elsevierStyleSup">1</span>&#44; M&#46;I&#46; Pasar&#237;n Rua<span class="elsevierStyleSup">1</span>&#44; R&#46; Urbanos<span class="elsevierStyleSup">2</span>&#44; A&#46; Rico<span class="elsevierStyleSup">3</span>&#44; X&#46; Ramos<span class="elsevierStyleSup">4</span>&#44; M&#46; Fraile<span class="elsevierStyleSup">5</span> y V&#46; Navarro<span class="elsevierStyleSup">5</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleSup"> 1</span>Ag&#232;ncia Salut P&#250;blica de Barcelona&#59; <span class="elsevierStyleSup"> 2</span>Universidad Complutense&#44; Madrid&#59; <span class="elsevierStyleSup">3</span>Instituto Carlos III&#59; <span class="elsevierStyleSup">4</span>Universidad Aut&#243;noma de Barcelona&#59; <span class="elsevierStyleSup">5</span>Universidad Pompeu Fabra&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes y objetivos&#58;</span> El objetivo es estudiar el impacto del entorno pol&#237;tico&#44; social y econ&#243;mico sobre la mortalidad prematura en Espa&#241;a y describir su evoluci&#243;n en los 90&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> Estudio de tendencias ecol&#243;gico de la mortalidad prematura de 17 Comunidades Aut&#243;nomas &#40;CCAA&#41; de Espa&#241;a entre 1989-98&#44; seg&#250;n las principales causas&#46; Se estudiaron las variables independientes&#58; tipo de gobierno &#40;socialdem&#243;crata&#44; conservador y otro&#41;&#44; de mercado laboral &#40;paro masculino&#44; femenino y participaci&#243;n de la mujer&#41;&#44; de servicios de bienestar &#40;poblaci&#243;n cubierta por la reforma de atenci&#243;n primaria &#40;RAP&#41;&#44; gasto sanitario por habitante y habitantes por m&#233;dico&#41;&#44; de estado de bienestar &#40;analfabetismo y hogares con rentas m&#237;nimas&#41;&#44; socioecon&#243;micos &#40;desigualdad de renta&#44; pobreza y renta absoluta&#41;&#44; asociaciones y manifestaciones&#46; Se realiza un an&#225;lisis descriptivo univariado y bivariado de la mortalidad prematura y sus determinantes mediante correlaciones de Pearson&#46; Se ajustan modelos multinivel&#44; siendo la variable dependiente la tasa de mortalidad prematura ajustada por edad y como independientes las mencionadas anteriormente&#46; Los an&#225;lisis se realizaron por separado para hombres y mujeres&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> Se observa una disminuci&#243;n de la mortalidad prematura para todas las causas excepto el c&#225;ncer de pulm&#243;n en mujeres&#44; que aumenta&#46; La mortalidad prematura est&#225; asociada positivamente con un mayor desempleo&#44; analfabetismo&#44; habitantes por m&#233;dico&#44; desigualdad de renta y pobreza&#59; y de manera negativa con una mayor renta absoluta&#44; rentas m&#237;nimas de inserci&#243;n y asociaciones&#46; Despu&#233;s de ajustar por estas variables&#44; se observa un descenso de la mortalidad prematura un poco mayor y significativo&#44; en aquellas CCAA gobernadas por partidos socialdem&#243;cratas y con mayor cobertura de la RAP&#46; Por ejemplo&#44; la disminuci&#243;n anual de la mortalidad por enfermedad cerebrovascular en hombres es 10&#44;1 a&#241;os de vida perdidos por 100&#46;000 habitantes de 1 a 70 a&#241;os&#44; y se incrementa 0&#44;05 en las CCAA socialdem&#243;cratas&#44; y 0&#44;0007 por cada aumento porcentual de poblaci&#243;n cubierta por la RAP&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones&#58;</span> Las CCAA gobernadas mayoritariamente por partidos socialdem&#243;cratas y que iniciaron en primer lugar la RAP presentan un descenso significativo en la mortalidad prematura&#46; Las pol&#237;ticas sociales y sanitarias dirigidas a reducir las desigualdades sociales pueden mejorar el nivel de salud y bienestar de la poblaci&#243;n&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">VALIDEZ DEL BOLET&#205;N ESTAD&#205;STICO DE DEFUNCI&#211;N PARA IDENTIFICAR DESIGUALDADES EN MORTALIDAD SEG&#218;N LA OCUPACI&#211;N</p><p class="elsevierStylePara"> J&#46;C&#46; Alonso Lorenzo&#44; A&#46; Cueto Espinar&#44; M&#46;D&#46; Mart&#237;n Rodr&#237;guez&#44; P&#46; Su&#225;rez Gil</p><p class="elsevierStylePara">Gerencia de Atenci&#243;n Primaria del &#193;rea IV Servicio de Salud del Principado de Asturias &#40;SESPA&#41;&#59; Universidad de Oviedo&#59; &#193;rea de Organizaci&#243;n Asistencial SESPA&#59; Servicio de Formaci&#243;n de la Consejer&#237;a de Salud y Servicios Sanitarios del Principado de Asturias&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos&#58;</span> Evaluar la validez del registro de la ocupaci&#243;n en el Bolet&#237;n Estad&#237;stico de Defunci&#243;n &#40;BED&#41; en Asturias&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> Se realiz&#243; &#34;conexi&#243;n de ficheros&#34; entre los registros del BED de los a&#241;os 1997 a 2000 y los procedentes de la Estad&#237;stica de Poblaci&#243;n de Asturias &#40;EPA&#41; de 1996&#46; Se realizaron tablas de contingencia&#44; obteniendo un indicador global de coincidencia &#40;porcentaje de ocupaciones declaradas en el BED coincidentes con la EPA&#41; y la Sensibilidad &#40;S&#41; del BED teniendo como patr&#243;n-oro la EPA&#59; las tablas se realizaron seg&#250;n g&#233;nero y edad&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> Se estudiaron 24&#46;964 defunciones&#44; fueron localizados en la EPA 21&#46;648 &#40;86&#44;7&#37;&#41;&#46; De 7&#46;054 casos con una ocupaci&#243;n en el BED coincid&#237;an con la EPA 5&#46;621 &#40;82&#44;3&#37;&#41;&#59; en los varones 4&#46;978 &#40;78&#44;7&#37;&#41;&#44; y en mujeres 643 &#40;88&#44;0&#37;&#41;&#46; Respecto a la Sensibilidad&#44; de 15&#46;542 ocupaciones registradas en la EPA se localizaron 5&#46;626 &#40;36&#44;9&#37;&#41; en el BED&#44; la ocupaci&#243;n mejor registrada fue Trabajadores de la producci&#243;n &#40;48&#44;3&#37;&#41;&#59; en los varones S &#61; 45&#44;3&#37; y en Agricultores y pescadores &#40;55&#44;5&#37;&#41;&#44; para las mujeres S &#61; 15&#44;1&#37; y el mejor resultado fue para Profesionales y t&#233;cnicos &#40;S &#61; 41&#44;5&#37;&#41;&#59; por grupos de edad la Sensibilidad oscila entre 15&#44;8&#37; en el grupo de 20 a 34 a&#241;os y 41&#44;9&#37; de 65 a 74&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones&#58;</span> El registro de la ocupaci&#243;n en el BED en Asturias tiene una validez baja&#46; La calidad del registro es peor en mujeres y en edades m&#225;s j&#243;venes&#46; Ser&#237;a deseable contar con un registro adecuado de mortalidad vinculado a ocupaci&#243;n para evaluar su impacto&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">VARIABILIDAD EN LA PREVALENCIA DE TRANSTORNOS MENTALES HOSPITALIZADOS SEG&#218;N &#193;REAS TERRITORIALES PEQUE&#209;AS Y FACTORES ASOCIADOS&#44; EN CATALUNYA</p><p class="elsevierStylePara"> R&#46; Gispert Margarolas&#44; X&#46; Puig Oriol&#44; E&#46; Palomera Fanegas&#44; J&#46; Autanell Caldentey&#44; T&#46; Salas Ib&#225;&#241;ez&#44; G&#46; Ribas Serra y J&#46;M&#46; Gin&#233; Gin&#233;</p><p class="elsevierStylePara">Servei d&#39;Informaci&#243; i Estudis&#46; Departament de Sanitat i Seguretat Social&#46; Generalitat de Catalunya&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo&#58;</span> Analizar la distribuci&#243;n territorial por &#225;reas peque&#241;as de la prevalencia de trastornos mentales atendidos por el dispositivo hospitalario y los factores asociados a esta distribuci&#243;n&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> Los datos proceden del conjunto m&#237;nimo b&#225;sico de datos de hospitales psiqui&#225;tricos y generales&#44; de los a&#241;os 1996-1999&#46; Se han seleccionado los diagn&#243;sticos de trastornos mentales &#40;c&#243;digos CIE-9&#58; 046&#44;1&#44; 290-319&#44; 331&#44;0-2&#41;&#44; se ha usado poblaci&#243;n estimada a mitad del per&#237;odo del Institut d&#39;Estad&#237;stica de Catalunya&#46; Se han eliminado las altas correspondientes al mismo individuo en cada hospital durante este per&#237;odo&#46; Se estima la prevalencia &#40;cruda y estandarizada por edad&#41; de personas hospitalizadas por trastornos psiqui&#225;tricos&#44; seg&#250;n el m&#233;todo indirecto&#46; Se ha realizado un an&#225;lisis de regresi&#243;n m&#250;ltiple para valorar la asociaci&#243;n de la distribuci&#243;n geogr&#225;fica de la prevalencia y la de factores socioecon&#243;micos&#44; de morbilidad y de recursos sanitarios&#44; procedentes de datos censales de 1996 y de la encuesta de salud de 1994&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> Se contabilizaron un total de 69&#46;280 pacientes&#58; 34&#46;227 en hospitales generales y 35&#46;053 en psiqui&#225;tricos&#46; El 32&#44;2&#37; presentaron m&#225;s de un ingreso y fueron excluidos&#46; La prevalencia de Catalunya es de 7&#44;70 por 1&#46;000 habitantes&#44; la distribuci&#243;n territorial del &#237;ndice de hospitalizaci&#243;n estandarizado por edad present&#243; un rango entre 0&#44;3 y 1&#44;2 &#40;8 &#225;reas por encima y 30 por debajo del valor medio&#41;&#46; La distribuci&#243;n geogr&#225;fica de la prevalencia de hospitalizaci&#243;n se correlaciona significativamente con variables socioecon&#243;micas y sanitarias a nivel univariante&#44; aunque el an&#225;lisis multivariante mostr&#243; resultados poco consistentes&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones&#58;</span> La prevalencia de personas hospitalizadas por trastornos mentales presenta variabilidad geogr&#225;fica que puede estar influenciada por factores socioecon&#243;micos y de recursos sanitarios&#46; La baja especificidad de las variables disponibles para representar estos factores no ha permitido ponerlo de manifiesto con claridad&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">DIFERENCIAS EN LOS FACTORES PSICOSOCIALES LABORALES SEG&#218;N EL TIPO DE EMPLEO EN ESPA&#209;A ENTRE 1995 Y 2000</p><p class="elsevierStylePara"> J&#46;M&#46; Elorza Ricart&#44; J&#46; Benach de Rovira y D&#46; Gimeno Ruiz de Porras</p><p class="elsevierStylePara">Hospital Universitari Vall d&#39;Hebron&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo&#58;</span> Analizar la evoluci&#243;n de dos factores psicosociales laborales&#44; demanda y control&#44; en los empleos temporales e indefinidos en Espa&#241;a entre 1995 y 2000&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Material y m&#233;todos&#58;</span> En la muestra fueron incluidos los trabajadores temporales &#40;contratos de duraci&#243;n determinada y por empresa de trabajo temporal&#41; e indefinidos de la II &#40;1995&#41; y III &#40;2000&#41; Encuesta Europea de Condiciones de Trabajo encuestados en Espa&#241;a &#40;705 en 1995 y 1045 en 2000&#41;&#46; Los aut&#243;nomos&#44; aquellos con contrato de aprendizaje y los que supervisaban a m&#225;s de nueve empleados fueron excluidos&#46; Los factores psicosociales se dicotomizaron y combinaron para crear cuatro tipos de trabajo&#58; alta &#40;alta demanda y bajo control&#41; y baja tensi&#243;n &#40;baja demanda y alto control&#41;&#44; pasivo &#40;baja demanda y bajo control&#41; y activo &#40;alta demanda y alto control&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> Entre 1995 y 2000 increment&#243; el porcentaje de trabajadores con alta demanda &#40;28&#44;5&#37; vs 34&#44;4&#37;&#44; p &#60; 0&#44;05&#41;&#44; bajo control &#40;29&#44;4&#37; vs 41&#44;6&#37;&#41;&#44; y con &#34;alta tensi&#243;n&#34; &#40;14&#44;5&#37; vs 17&#44;6&#37;&#44; p &#60; 0&#44;05&#41;&#46; Los temporales refirieron mayores porcentajes&#44; aunque los indefinidos mostraron mayores incrementos entre ambas encuestas&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Discusi&#243;n&#58;</span> Los factores psicosociales empeoraron ligeramente en Espa&#241;a entre 1995 y 2000&#46; A pesar de que los temporales refirieron tener una mayor proporci&#243;n de trabajos con &#34;alta tensi&#243;n&#34; 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Vol. 17. Núm. S1.
X Congreso de la Sociedad Española de Salud Pública y Administración Sanitaria
Páginas 11-12 (mayo 2003)
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Mesa de comunicaciones orales 3: Desigualdades en salud
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DESIGUALDAD DE LA RENTA, SALUD Y FINANCIACIÓN AUTONÓMICA EN EL CONTEXTO ESPAÑOL Y DE LA COMUNIDAD DE CANTABRIA

D, Cantarero, M. Pascual y J.M. Sarabia

Departamento de Economía. Universidad de Cantabria.

Este trabajo analiza la posible relación entre la renta y la salud así como su correspondiente nueva financiación regional en el contexto español y de la Comunidad de Cantabria. Para ello, en primer lugar, se analiza la desigualdad de la renta utilizando la información contenida en las cinco primeras olas (1994-1998) del Panel de Hogares de la Unión Europea (PHOGUE). Esta base de datos contiene información tanto de individuos como de familias y es homogénea entre los países de la Unión Europea. A continuación, se aporta una nueva perspectiva a los estudios clásicos de desigualdad y su impacto sobre la salud. En base a esto, nos centraremos en las relaciones entre diversos factores socioeconómicos y la salud así como su posible relación con el nuevo marco de financiación regional de las políticas sanitarias. En conclusión, el análisis realizado viene a confirmar los resultados obtenidos en estudios previos en el sentido de que la distribución de la renta tiene efectos significativos sobre los indicadores de salud.


CONDICIONANTES SOCIOECONÓMICOS EN LA FRECUENTACIÓN HOSPITALARIA

E. Torné Vilagrasa*, A. Pozuelo García, C. Vidal Lancis**, A. Plaza Tesías, C. Zara Yanhin y A. Guarga Rojas

Consorci Sanitari de Barcelona; **S.A.P. Gràcia-Horta-Guinardó.

Antecedentes: La utilización de los recursos sanitarios se halla relacionada con factores socioeconómicos, demográficos, con la oferta de servicios y con el estado de salud.

Objetivo: Determinar la existencia de asociación entre el nivel socioeconómico poblacional y la tasa de ingresos hospitalarios en Barcelona, para la planificación de intervenciones.

Métodos: Se ha analizado la información procedente de los hospitales públicos de Barcelona que elaboran el conjunto mínimo básico de datos al alta hospitalaria (CMBDAH) del año 2001. Para identificar la procedencia territorial de los ingresos, se adjudica área básica de salud (ABS). Cada ABS posee un índice de capacidad económica familiar (ICEF) que resume el nivel socioeconómico de la población. Tras el cálculo de la tasa de hospitalización estandarizada por grupos de edad (método directo), se analizó la asociación entre ambas variables mediante el coeficiente de correlación de Pearson y se cuantificó la asociación con una regresión lineal simple (variable independiente: ICEF).

Resultados: Se analizaron 105.855 altas procedentes de 59 ABS, la distribución por edades fue: 4,4% < 14 años, 19% entre 14-45 años, 22,4% entre 46-65 años y 54,4% > 65 años. Se halló una asociación inversa entre la tasa de ingresos y el ICEF (Pearson: -0,73). La βdel modelo de regresión lineal simple fue -0,84 (IC95%:-1,05;-0,63 p < 0,0001) y el R2: 0,53.

Conclusiones: La tasa ajustada de hospitalización presenta una relación inversa con el nivel socioeconómico de los pacientes. Dada la oferta de servicios sanitarios privados en Barcelona y su escasa cumplimentación del CMBDAH, la valoración global no es totalmente concluyente, aunque estos resultados han de orientar la planificación de intervenciones, tanto en la Atención Primaria como en la Hospitalaria.


DETERMINANTES POLÍTICOS Y SOCIOECONÓMICOS DE LA MORTALIDAD PREMATURA EN ESPAÑA 1989-98

M. Rodríguez Sanz1, C. Borrell Thió1, M.I. Pasarín Rua1, R. Urbanos2, A. Rico3, X. Ramos4, M. Fraile5 y V. Navarro5

1Agència Salut Pública de Barcelona; 2Universidad Complutense, Madrid; 3Instituto Carlos III; 4Universidad Autónoma de Barcelona; 5Universidad Pompeu Fabra.

Antecedentes y objetivos: El objetivo es estudiar el impacto del entorno político, social y económico sobre la mortalidad prematura en España y describir su evolución en los 90.

Métodos: Estudio de tendencias ecológico de la mortalidad prematura de 17 Comunidades Autónomas (CCAA) de España entre 1989-98, según las principales causas. Se estudiaron las variables independientes: tipo de gobierno (socialdemócrata, conservador y otro), de mercado laboral (paro masculino, femenino y participación de la mujer), de servicios de bienestar (población cubierta por la reforma de atención primaria (RAP), gasto sanitario por habitante y habitantes por médico), de estado de bienestar (analfabetismo y hogares con rentas mínimas), socioeconómicos (desigualdad de renta, pobreza y renta absoluta), asociaciones y manifestaciones. Se realiza un análisis descriptivo univariado y bivariado de la mortalidad prematura y sus determinantes mediante correlaciones de Pearson. Se ajustan modelos multinivel, siendo la variable dependiente la tasa de mortalidad prematura ajustada por edad y como independientes las mencionadas anteriormente. Los análisis se realizaron por separado para hombres y mujeres.

Resultados: Se observa una disminución de la mortalidad prematura para todas las causas excepto el cáncer de pulmón en mujeres, que aumenta. La mortalidad prematura está asociada positivamente con un mayor desempleo, analfabetismo, habitantes por médico, desigualdad de renta y pobreza; y de manera negativa con una mayor renta absoluta, rentas mínimas de inserción y asociaciones. Después de ajustar por estas variables, se observa un descenso de la mortalidad prematura un poco mayor y significativo, en aquellas CCAA gobernadas por partidos socialdemócratas y con mayor cobertura de la RAP. Por ejemplo, la disminución anual de la mortalidad por enfermedad cerebrovascular en hombres es 10,1 años de vida perdidos por 100.000 habitantes de 1 a 70 años, y se incrementa 0,05 en las CCAA socialdemócratas, y 0,0007 por cada aumento porcentual de población cubierta por la RAP.

Conclusiones: Las CCAA gobernadas mayoritariamente por partidos socialdemócratas y que iniciaron en primer lugar la RAP presentan un descenso significativo en la mortalidad prematura. Las políticas sociales y sanitarias dirigidas a reducir las desigualdades sociales pueden mejorar el nivel de salud y bienestar de la población.


VALIDEZ DEL BOLETÍN ESTADÍSTICO DE DEFUNCIÓN PARA IDENTIFICAR DESIGUALDADES EN MORTALIDAD SEGÚN LA OCUPACIÓN

J.C. Alonso Lorenzo, A. Cueto Espinar, M.D. Martín Rodríguez, P. Suárez Gil

Gerencia de Atención Primaria del Área IV Servicio de Salud del Principado de Asturias (SESPA); Universidad de Oviedo; Área de Organización Asistencial SESPA; Servicio de Formación de la Consejería de Salud y Servicios Sanitarios del Principado de Asturias.

Objetivos: Evaluar la validez del registro de la ocupación en el Boletín Estadístico de Defunción (BED) en Asturias.

Métodos: Se realizó "conexión de ficheros" entre los registros del BED de los años 1997 a 2000 y los procedentes de la Estadística de Población de Asturias (EPA) de 1996. Se realizaron tablas de contingencia, obteniendo un indicador global de coincidencia (porcentaje de ocupaciones declaradas en el BED coincidentes con la EPA) y la Sensibilidad (S) del BED teniendo como patrón-oro la EPA; las tablas se realizaron según género y edad.

Resultados: Se estudiaron 24.964 defunciones, fueron localizados en la EPA 21.648 (86,7%). De 7.054 casos con una ocupación en el BED coincidían con la EPA 5.621 (82,3%); en los varones 4.978 (78,7%), y en mujeres 643 (88,0%). Respecto a la Sensibilidad, de 15.542 ocupaciones registradas en la EPA se localizaron 5.626 (36,9%) en el BED, la ocupación mejor registrada fue Trabajadores de la producción (48,3%); en los varones S = 45,3% y en Agricultores y pescadores (55,5%), para las mujeres S = 15,1% y el mejor resultado fue para Profesionales y técnicos (S = 41,5%); por grupos de edad la Sensibilidad oscila entre 15,8% en el grupo de 20 a 34 años y 41,9% de 65 a 74.

Conclusiones: El registro de la ocupación en el BED en Asturias tiene una validez baja. La calidad del registro es peor en mujeres y en edades más jóvenes. Sería deseable contar con un registro adecuado de mortalidad vinculado a ocupación para evaluar su impacto.


VARIABILIDAD EN LA PREVALENCIA DE TRANSTORNOS MENTALES HOSPITALIZADOS SEGÚN ÁREAS TERRITORIALES PEQUEÑAS Y FACTORES ASOCIADOS, EN CATALUNYA

R. Gispert Margarolas, X. Puig Oriol, E. Palomera Fanegas, J. Autanell Caldentey, T. Salas Ibáñez, G. Ribas Serra y J.M. Giné Giné

Servei d'Informació i Estudis. Departament de Sanitat i Seguretat Social. Generalitat de Catalunya.

Objetivo: Analizar la distribución territorial por áreas pequeñas de la prevalencia de trastornos mentales atendidos por el dispositivo hospitalario y los factores asociados a esta distribución.

Métodos: Los datos proceden del conjunto mínimo básico de datos de hospitales psiquiátricos y generales, de los años 1996-1999. Se han seleccionado los diagnósticos de trastornos mentales (códigos CIE-9: 046,1, 290-319, 331,0-2), se ha usado población estimada a mitad del período del Institut d'Estadística de Catalunya. Se han eliminado las altas correspondientes al mismo individuo en cada hospital durante este período. Se estima la prevalencia (cruda y estandarizada por edad) de personas hospitalizadas por trastornos psiquiátricos, según el método indirecto. Se ha realizado un análisis de regresión múltiple para valorar la asociación de la distribución geográfica de la prevalencia y la de factores socioeconómicos, de morbilidad y de recursos sanitarios, procedentes de datos censales de 1996 y de la encuesta de salud de 1994.

Resultados: Se contabilizaron un total de 69.280 pacientes: 34.227 en hospitales generales y 35.053 en psiquiátricos. El 32,2% presentaron más de un ingreso y fueron excluidos. La prevalencia de Catalunya es de 7,70 por 1.000 habitantes, la distribución territorial del índice de hospitalización estandarizado por edad presentó un rango entre 0,3 y 1,2 (8 áreas por encima y 30 por debajo del valor medio). La distribución geográfica de la prevalencia de hospitalización se correlaciona significativamente con variables socioeconómicas y sanitarias a nivel univariante, aunque el análisis multivariante mostró resultados poco consistentes.

Conclusiones: La prevalencia de personas hospitalizadas por trastornos mentales presenta variabilidad geográfica que puede estar influenciada por factores socioeconómicos y de recursos sanitarios. La baja especificidad de las variables disponibles para representar estos factores no ha permitido ponerlo de manifiesto con claridad.


DIFERENCIAS EN LOS FACTORES PSICOSOCIALES LABORALES SEGÚN EL TIPO DE EMPLEO EN ESPAÑA ENTRE 1995 Y 2000

J.M. Elorza Ricart, J. Benach de Rovira y D. Gimeno Ruiz de Porras

Hospital Universitari Vall d'Hebron.

Objetivo: Analizar la evolución de dos factores psicosociales laborales, demanda y control, en los empleos temporales e indefinidos en España entre 1995 y 2000.

Material y métodos: En la muestra fueron incluidos los trabajadores temporales (contratos de duración determinada y por empresa de trabajo temporal) e indefinidos de la II (1995) y III (2000) Encuesta Europea de Condiciones de Trabajo encuestados en España (705 en 1995 y 1045 en 2000). Los autónomos, aquellos con contrato de aprendizaje y los que supervisaban a más de nueve empleados fueron excluidos. Los factores psicosociales se dicotomizaron y combinaron para crear cuatro tipos de trabajo: alta (alta demanda y bajo control) y baja tensión (baja demanda y alto control), pasivo (baja demanda y bajo control) y activo (alta demanda y alto control).

Resultados: Entre 1995 y 2000 incrementó el porcentaje de trabajadores con alta demanda (28,5% vs 34,4%, p < 0,05), bajo control (29,4% vs 41,6%), y con "alta tensión" (14,5% vs 17,6%, p < 0,05). Los temporales refirieron mayores porcentajes, aunque los indefinidos mostraron mayores incrementos entre ambas encuestas.

Discusión: Los factores psicosociales empeoraron ligeramente en España entre 1995 y 2000. A pesar de que los temporales refirieron tener una mayor proporción de trabajos con "alta tensión" en las dos encuestas, la diferencia con los indefinidos se redujo.

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