MODELO PARA EL ANÁLISIS DE LA FORMULACIÓN DE POLÍTICAS DE SALUD EN UN ÁREA GEOGRÁFICA. APLICACIÓN A LOS ACCIDENTES DE TRÁFICO EN LOS PLANES DE SALUD DE CATALUÑA

R Peiró, A Plasencia, J. Ferrando, C Borrell.

Centro de Salud Pública de Alzira. Pau, s/n. 46600 Alzira (Valencia).

Introducción: El proceso de puesta en marcha de políticas de salud tiene varias fases: la identificación de los problemas, la formulación de las estrategias para afrontarlos, la implementación de estas y la evaluación de sus resultados. Los planes de salud son la concreción de la formulación de las estrategias de salud y aparecen en España y en las diferentes Comunidades Autónomas a partir de 1990 estando fundamentalmente basados en los principios de la estrategia de Salud para Todos. Cataluña es una de las Comunidades que más ha invertido en la producción de estos documentos estratégicos. En 1991 aparece el documento marco para la elaboración del plan de salud de Cataluña y posteriormente se produjeron dos planes de salud: el primero para el período 1993-1995 y el segundo para los siguientes tres años 1996-1998. Sin embargo no se han realizado análisis de formulación de estrategias de salud aún siendo esta una práctica habitual en los últimos 10 años.

El objetivo de este estudio-demostración es probar un modelo matricial para ser utilizado como marco de análisis para monitorizar la orientación de la formulación de los planes de salud en un mismo ámbito geográfico (Cataluña) y publicados en dos períodos de tiempo consecutivos (1993-1995) y (1996-1998). Se utilizan los accidentes de trafico como ejemplo concreto de aplicación del modelo.

Material y métodos: Se adaptó un modelo matricial (Haddon 1974) como instrumento de clasificación y análisis de las intervenciones. Este modelo matricial posee dos dimensiones: una relacionada con el tiempo en la que actuaría la intervención propuesta (antes, en el momento de y después de) la colisión para el caso de los accidentes de tráfico (AT) y otra relacionada con el ámbito hacia donde se proponen las intervenciones: (individual, del vehículo, de las infraestructuras y del macrosistema social). Se podrían identificar cuatro grandes tipos de orientación en las estrategias utilizadas mayoritariamente a) precoces en el tiempo y sobre los factores individuales, b) Tardíos en el tiempo y sobre los factores individuales, c) Precoces en el tiempo y basadas en intervenciones sociales, d) Tardíos en el tiempo y orientadas sobre los factores sociales.

Las intervenciones para reducir los accidentes y sus lesiones para cada una de las 12 casillas de este modelo matricial se identificaron mediante revisión bibliográfica y un grupo de expertos en AT. En primer lugar se hizo la revisión y se clasificaron las intervenciones en el modelo, esta información se mandó al grupo de expertos por correo. Posteriormente se organizó una reunión presencial de dos sesiones (mañana y tarde) y una duración aproximada de seis horas donde se discutió y modificó esta propuesta. El grupo de expertos sobre accidentes de tráfico estaba formado por personas con experiencia de trabajo en esta área y desde diferentes perspectivas: promoción de salud y educación vial, epidemiología, desigualdades y planificación y gestión de recursos. En total fueron 8 personas a las que se les envió el modelo de análisis y las intervenciones seleccionadas para que lo revisaran y posteriormente participaron en la reunión. Este modelo matricial con las intervenciones seleccionadas por el grupo de expertos y la bibliografía fue utilizado como estándar para la comparación.

De cada plan de salud a estudio (1993-1995) y (1996-1998) se seleccionó el apartado concreto de «líneas de actuación propuestas, o intervenciones propuestas» para la reducción de los accidentes de tráfico y sus lesiones. La comparación se realizó identificando las intervenciones propuestas en cada uno de los planes de salud a estudio con las que había identificado el grupo de expertos. Aquellas que se encontraban en el estándar quedaban situadas en las casillas del modelo de forma que se podía observar el tipo de intervenciones que se proponían en los dos planes.

Resultados: El grupo de expertos identificó 33 intervenciones posibles distribuidas en las 12 casillas del modelo estándar. En el plan de salud de (1993-1995) aparecen seis intervenciones de las que dos de ellas, referidas a investigación no estaban contempladas en la matriz estándar (se consideran normalmente intervenciones de apoyo), en el plan de salud de (1996-1998) se identifican seis intervenciones diferentes, incluidas todas en el estándar. Según la fase del accidente y el ámbito de la intervención se observa, que mientras que existen intervenciones en todas las casillas del modelo estándar, en los planes de salud de Cataluña se concentran en las casillas que identifican intervenciones individuales: tres de cuatro para el plan (1993-1995) y 2 de seis para el plan (1996-1998). En ambos planes existe una intervención dirigida a la mejora de las infraestructuras de traslado a los accidentados. En el último plan de salud existen tres intervenciones más: dos de ellas dirigidas a personas sanas (vehículo y macrosistema social) y una tercera a mejorar la asistencia y discapacidades de los lesionados.

Conclusiones: Se observa que existe todavía un gran potencial de intervenciones posibles para la reducción de los AT. En la comparación de ambos planes de salud hay diferencias en cuanto al ámbito al que van dirigidas estas, orientándose el primero fundamentalmente a las intervenciones individuales (educación e información ) mientras que en el segundo se ha orientado también el foco de atención a algunas intervenciones sobre el sistema macrosocial y del vehículo. Esto indicaría una reorientación a potenciar intervenciones más intersectoriales sobre las que la evidencia de su impacto en la reducción de los AT es mayor.

MORTALIDAD POR ACCIDENTES DE TRÁFICO EN ANDALUCÍA DE 1980 A 1997

M Bernal Gonzáles, M Ruiz Ramos, R Castro Cubero, P Gálvez Daza, J Rodríguez Ocaña, F Camino Durán.

Consejería de Salud. 41071 Sevilla.

Introducción. Durante las últimas décadas, los accidentes de tráfico han llegado a ser una de las principales causas de mortalidad e incapacidad en el mundo. Conocer su evolución temporal es básico a la hora de establecer y evaluar las medidas de salud pública necesarias para su prevención y control.

Objetivo: Describir la mortalidad por accidentes de tráfico de 1980 a 1997 en Andalucía.

Material y métodos. Los datos proceden de los boletines estadísticos de defunción de los residentes en Andalucía durante los años estudiados; de ellos se han seleccionado las causas externas, clasificadas según la 9ª revisión de la CIE como accidentes de tráfico (códigos E810-E819). Las variables estudiadas han sido el sexo y el mes y año de defunción. Las poblaciones necesarias para el cálculo de indicadores son las procedentes de las proyecciones realizadas por el Instituto de Estadística de Andalucía.

La construcción de los modelos para analizar las series se ha realizado según la metodología de Box y Jenkins, basado en un proceso interactivo de modelos definidos por parámetros autorregresivos y de medias móviles (ARIMA). El ajuste del modelo se basa en las siguientes etapas: identificación de un modelo a partir de las funciones de autocorrelación y autocorrelación parcial, la estimación de los parámetros y la validación del modelo, y finalmente la realización de predicciones. Para construir los modelos de las series se han empleado como base los datos de 1980 a 1986 y se han dejado los datos de 1997 par contrastar el pronostico construido con la serie base. Para ello se han calculado las tasas mensuales de mortalidad por 100.000 habitantes.

Resultados. En la serie tanto de hombres como de mujeres se ha observado un cambio de tendencia. Desde 1980 a 1989 era claramente ascendente: en los hombres pasó de 648 a 979 defunciones y en las mujeres de 203 a 269, para descender hasta 1995 en los hombres y en 1994 en las mujeres, estabilizándose a partir de esos años. Igualmente la estacionalidad mensual ha quedado clara en el periodograma y en el correlograma que presentaban una onda sinuosoidal cada doce retardos, tanto para hombres como para mujeres. En los hombres el comportamiento estacional se ajustó a una regresión lineal con variables indicador, tomando como nivel base enero, introduciendo también los cambios de las tendencias. El valor de R2 fue de 49,7%, con unos residuos con autocorrelación de primer orden(Dubin-Watson de 1,44), lo cual significa que mantienen una estructura interna y los hace susceptibles de modelización ARIMA. En las mujeres, además de aplicar esta regresión se introducen variables para los años, siendo significativos 1980, 1981, 1989 y 1994. Resultando una R2 del 40% con unos residuos sin autocorrelación, lo cual significa que la serie tiene una gran carga de componente aleatorio, que hay que tenerlo en cuenta para modelización ARIMA. El comportamiento estacional conseguido con el ajuste lineal con variable indicador en los hombres se observa que los meses de mayor mortalidad son los de julio y agosto, este último con una media de 74,5 defunciones y el de más baja abril con una media de 55 defunciones, mientras que en las mujeres mediante el mismo procedimiento era agosto con 22,1 defunciones de media el mes de más mortalidad y febrero, marzo y abril los de menor con una media de 14,4.

En los hombres la serie no es estacionaria ni en media ni en su componente estacional. Se realizó una diferenciación simple y otra estacional que estabiliza estas componentes, y se consiguió un modelo que correlacionaba en un 73% los datos con los datos estimados por el modelo (predichos): ARIMA (0,1,1) (0,1,1). Las predicciones realizadas con él apuntan a continuar con la estabilidad de los últimos años: 714, 714, y 713 defunciones para los años 1998, 1999 y 2000 respectivamente. En las mujeres se realizó sólo una diferenciación estacional y se consiguió un modelo que correlacionaba los datos con los predichos en un 52%, lo que explica que estos no cubran totalmente a los valores reales, mostrando el gran componente aleatorio que contienen los datos: El modelo es ARIMA (1,0,1)(0,1,1). Las predicciones para los próximos tres años son las siguientes: 178, 180 y 184 respectivamente para los años 1998, 1999 y 2000. Lógicamente los intervalos son mayores a medida que el año predicho es más lejano, y más amplio en las mujeres que en los hombres.

Conclusiones: La mortalidad por accidentes de tráfico en Andalucía desde 1980 a 1997 ha presentado un cambio de tendencia; desde 1980 a 1989 ascendente, de 1989 a 1995 descendente y a partir de éste año estacionaría, con un aumento en los meses de verano y una menor mortalidad en los de invierno y primavera. En los hombres se ha conseguido ajustar un buen modelo que puede utilizarse para predecir lo que ocurrirá en los próximos años, mientras que en las mujeres debido a la gran aleatoriedad de los datos el modelo obtenido es menos fiable. En ambos casos a corto plazo se espera continúe estabilizada la mortalidad por esta causa.

TENDENCIA Y DISTRIBUCIÓN ESPACIAL DE LA MORTALIDAD POR ACCIDENTES DE TRÁFICO EN ANDALUCÍA DESDE 1976 A 1996

M Ruiz Ramos, V Canto Casasola, F Viciana Fernández, P Gálvez Daza, D Fernández Sánchez, J Rodríguez Ocaña.

Consejería de Salud. 41071 Sevilla.

Introducción. La mortalidad por accidentes de tráfico es la primera causa de mortalidad prematura en Andalucía, conocer su distribución geográfica tiene interés para identificar las zonas de mayor riesgo de morir por esta causa y establecer las medidas sanitarias necesarias para su prevención y control

Objetivo. Describir la tendencia y distribución espacial de la mortalidad por accidentes de tráfico en los Distritos Sanitarios de Atención Primaria durante el período de 1976 a 1996.

Material y métodos. Se han utilizado las defunciones por accidentes de tráfico (E810-E819) de los residentes de en Andalucía. Los datos se obtuvieron de las publicaciones del Movimiento Natural de la Población del Instituto Nacional de Estadística (IEA) para los años de 1976 a 1991, y del Instituto de Estadística de Andalucía (IEA) par el resto de años. Las poblaciones necesarias para el cálculo de indicadores proceden de las proyecciones realizadas por el IEA.

Se han calculado las tasas ajustadas por edad para todo el período por el método directo, utilizando como referencia la población estándar europea. Mediante modelos log-lineales de Poisson específicos para cada sexo se han calculado los Riesgos Relativos (RR) y la tendencia temporal (TT) de cada Distrito Sanitario; para ello la edad se ha agrupado los siguientes intervalos: 15-44, 45-54, 55-64, 65-74 y 75+; y el año de defunción en los siguientes períodos: 1976-1982, 1983-1989 y 1990-1996. Además se estimó la existencia de agregación espacial mediante el estadístico D.

Resultados. La mayor mortalidad por accidentes de tráfico en los hombres, se observó en los Distritos Sanitarios de Roquetas, Poniente de Almería y Marbella con tasas de 47,37, 40,79 y 32,66 defunciones por 100.000 personas-año respectivamente; el Noreste de Jaén, Martos y Sierra de Huelva ocuparon las últimas posiciones con tasas de 8,40, 11,66 y 11,79 defunciones por 100.000 personas-año respectivamente. En las mujeres fueron los Distrito Sanitarios de Roquetas, Marbella y Fuengirola los que ocuparon las primeras posiciones con tasas de 12,50, 10,54 y 10,07 defunciones por 100.000 personas-año respectivamente; y los Distrito Sanitarios de Martos, Serranía de Ronda y Coín-Guadalorce los que presentaron las tasas más bajas: 1,81, 1,93 y 2,41 defunciones por 100.000 persona-año respectivamente. La distribución espacial presentaba un fuerte patrón de agregación con valores del estadístico D de 17,21 en los hombres y de 17,37 en las mujeres, estadísticamente significativo al 1%. Tomando como referencia Andalucía en conjunto se obtuvieron las estimaciones de los riesgos relativos de cada uno de los Distritos Sanitarios ajustados por edad y año de defunción; para los hombres, los Distritos Sanitarios de Roquetas y Poniente de Almería tuvieron los valores más elevados: 2,11 y 1,81 respectivamente que se puede interpretar como un riego de morir por accidentes de tráfico de más de dos veces la media de Andalucía en el caso de Roquetas y de un 81% más en del Poniente de Almería. En las mujeres el riesgo relativo de Roquetas también fue de 2,11 y el de Poniente de Almería de 1,57, ocupando estos dos Distritos Sanitarios las primeras posiciones. La tendencia temporal de la mortalidad por accidentes presentaba una distribución espacial muy diferente a la de las tasas y riesgos relativos, los distritos que mayor crecimiento presentaban eran los de menor mortalidad; así, en los hombres el distrito sanitario de Sierra de Huelva y nordeste de Jaén se encontraban entre los de tenencia más elevada, de más del 10% que la media de Andalucía. En las mujeres le Distrito Sanitario de Poniente de Almería era uno de los que presentaba la tendencia más elevada, con un 58% mas de muertes por accidentes de tráfico que la media de Andalucía, además de ser el que tenía mayor mortalidad por esta causa; le seguían los Distritos Sanitarios con menor mortalidad al igual que en los hombres.

Conclusiones. La mortalidad por accidentes de tráfico en Andalucía no esta distribuida de una forma homogénea, hay zonas que presentaban una mortalidad de más de cinco veces superior a otras tanto en los hombres como en las mujeres; lo cual habría que considerar a la hora de establecer medidas de prevención y control, así como para la realización de estudios más detallados que expliquen estas diferencias.