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Gonseth&#44; J&#46; Sanz&#44; A&#46; Segura y C&#46; Garc&#237;a</p><p class="elsevierStylePara">Instituto de Ciencias de la Salud&#46; Castilla-La Mancha &#40;ICS&#41;&#44; Consejer&#237;a de Sanidad JCCM&#44; Talavera de la Reina&#46; Delegaci&#243;n de Sanidad&#46; Toledo&#46; Consejer&#237;a de Sanidad JCCM&#44; Toledo&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes&#58;</span> El tiempo hasta la monitorizaci&#243;n en el tratamiento del infarto agudo de miocardio &#40;IAM&#41; puede condicionar las opciones terap&#233;uticas y su pron&#243;stico&#46; Se han estudiado las caracter&#237;sticas que se asocian a un mayor retraso pero la informaci&#243;n es a&#250;n escasa&#44; especialmente en Espa&#241;a&#46; Las diferencias en la presentaci&#243;n cl&#237;nica del IAM entre hombres y mujeres nos han sugerido la hip&#243;tesis de que puedan existir diferencias por sexo en el tiempo desde el debut cl&#237;nico del IAM hasta su monitorizaci&#243;n&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo&#58;</span> Identificar los factores asociados al tiempo hasta la monitorizaci&#243;n en el tratamiento del IAM&#44; y en particular las diferencias que existen por sexo&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> Explotaci&#243;n de los datos del registro poblacional de IAM de Castilla-La Mancha &#40;IBERICA-Castilla-La Mancha&#41;&#46; Fueron criterios de inclusi&#243;n en el an&#225;lisis&#58; ser caso de IAM en los a&#241;os 1997 y 1998&#44; llegar vivo al hospital&#44; edad entre 25 y 75 a&#241;os&#44; y ser residente en la provincia de Toledo&#46; Se realiz&#243; una primera etapa en la que se describe el retraso por estratos demogr&#225;ficos&#44; de antecedentes cl&#237;nicos&#44; y de presentaci&#243;n y gravedad del IAM&#46; Posteriormente el tiempo hasta la monitorizaci&#243;n se categoriz&#243; como variable dicot&#243;mica considerando no retrasados a los casos con tiempos inferiores a dos horas y se estudi&#243; la asociaci&#243;n del retraso con el resto de variables recogidas mediante regresi&#243;n log&#237;stica&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> Se incluyeron en el an&#225;lisis 626 casos&#46; El 81&#44;8&#37; fueron hombres&#46; La mediana de edad de los hombres fue de 65 a&#241;os y de las mujeres de 68&#44;5 a&#241;os&#46; La mediana del tiempo hasta la monitorizaci&#243;n fue de 2 horas 30 min para los hombres y de 2 h 55 min para las mujeres&#46; El mayor retraso se concentr&#243; en los estratos de mujeres diab&#233;ticas &#40;mediana 4 h&#41; y mujeres con electrocardiograma no seguro&#46; En el modelo de regresi&#243;n log&#237;stica se incluyeron las variables&#58; edad &#40;por a&#241;o OR &#61; 1&#44;02 p &#61; 0&#44;04&#41;&#44; sexo &#40;hombre vs mujer OR &#61; 0&#44;78 p &#61; 0&#44;5&#41;&#44; lugar de residencia &#40;urbana vs rural OR &#61; 0&#44;53 p &#61; 0&#44;002&#41;&#44; cardiopat&#237;a isqu&#233;mica previa &#40;OR &#61; 1&#44;24 p &#61; 0&#44;2&#41;&#44; hipertensi&#243;n arterial &#40;OR &#61; 0&#44;77 p &#61; 0&#44;2&#41;&#44; diabetes&#40;OR &#61; 0&#44;86 p &#61; 0&#44;6&#41;&#44; tabaquismo &#40;OR &#61; 1&#44;29 p &#61; 0&#44;1&#41;&#44; s&#237;ntomas de IAM t&#237;picos &#40;OR &#61; 1&#44;3 p &#61; 0&#44;4&#41;&#44; Killip al ingreso &#40;OR &#61; 0&#44;94 p &#61; 0&#44;5&#41; y la interacci&#243;n sexo-diabetes &#40;OR &#61; 5&#44;51 p &#61; 0&#44;002&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones&#58;</span> Las mujeres diab&#233;ticas&#44; las personas de mayor edad y las que residen en medio rural tardan m&#225;s tiempo desde el debut cl&#237;nico del IAM hasta su monitorizaci&#243;n&#46; Esto es relevante porque son grupos de mayor letalidad por IAM y en los que el beneficio del tratamiento es potencialmente mayor&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 194</p><p class="elsevierStylePara">CAF&#201; E ENFARTE AGUDO DO MIOC&#193;RDIO&#58; HETEROGENEIDADE DA ASSOCIA&#199;&#195;O NOS HOMENS</p><p class="elsevierStylePara"> A&#46; Azevedo y H&#46; Barros</p><p class="elsevierStylePara"> Servi&#231;o de Higiene e Epidemiologia&#44; Faculdade de Medicina do Porto&#44; Porto&#44; Portugal&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes&#58;</span> Apesar dos v&#225;rios estudos publicados sobre o tema&#44; permanece ainda alguma controv&#233;rsia acerca do efeito do caf&#233; na doen&#231;a coron&#225;ria&#46; Em geral&#44; os estudos epidemiol&#243;gicos n&#227;o apoiam a hip&#243;tese de que o caf&#233; &#233; um factor de risco major&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> Foi realizado um estudo caso-controlo de base comunit&#225;ria&#44; foi comparada uma amostra de homens adultos seleccionados aleatoriamente&#44; sem enfarte agudo do mioc&#225;rdio &#40;EAM&#41;&#44; com casos de primeiro enfarte agudo do mioc&#225;rdio&#46; Todos os participantes tinham idade superior a 39 anos&#46; Foram inclu&#237;dos 305 casos e 378 controlos na an&#225;lise dos dados&#46; As caracter&#237;sticas sociais e demogr&#225;ficas&#44; hist&#243;ria familiar e pessoal&#44; actividade fisica&#44; tabaco e consumo de caf&#233; foram recolhidas atr&#225;ves de um question&#225;rio estruturado de administrac&#231;&#227;o indirecta&#46; A informa&#231;&#227;o relativa &#224; ingest&#227;o alimentar foi obtida atrav&#233;s de um question&#225;rio semi-quantitativa de frequ&#234;ncia alimentar&#44; validado para a popula&#231;&#227;o portuguesa&#46; Foram estimados os riscos relativos a partir do Odds ratio calculado atrav&#233;s da regress&#227;o log&#237;stica incondicional&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> O consumo de caf&#233; &#233; muito frequente nesta popula&#231;&#227;o e a generalaidade dos participantes n&#227;o modificou os seus h&#225;bitos durante a vida&#46; A maioria refere consumo de quantidades moderadas de caf&#233; &#40;menos de 25&#37; referiu beber mais de 4 caf&#233;s&#47;dia&#41; e o caf&#233; expresso foi o m&#233;todo de prepara&#231;&#227;o mais utilizado&#46; O odds ratio bruto calculado para o consumo regular de caf&#233; foi de 0&#44;5 &#40;95&#37;IC &#61; 0&#44;3-1&#44;0&#41;&#46; Nos homens sem hist&#243;ria familiar de EAM&#44; o OR foi de 0&#44;3 &#40;95&#37;IC &#61; 0&#44;2-0&#44;8&#41;&#44; e nos que referiram ter hist&#243;ria familiar de EAM o OR foi de 2&#44;2 &#40;95&#37;IC &#61; 0&#44;5-9&#46;4&#41;&#46; Esta heterogeneidade manteve-se em todos os estratos de quantidade e tipo de caf&#233;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclus&#227;o&#58;</span> Estes resultados sugerem uma diferente susceptibilidade ao caf&#233;&#44; de acordo com a hist&#243;ria familiar de enfarte do mioc&#225;rdio&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 195</p><p class="elsevierStylePara">DIFERENCIAS POR G&#201;NERO EN LAS CARACTER&#205;STICAS&#44; MANEJO Y LETALIDAD-COMPLICACIONES EN PACIENTES CON INFARTO AGUDO DE MIOCARDIO &#40;IAM&#41;&#58; ESTUDIO IBERICA</p><p class="elsevierStylePara"> A&#46; Segura&#44; O&#46; Zurriaga&#44; I&#46; Rohlfs&#44; J&#46; Marrugat&#44; R&#46; Marco&#44; M&#46; Riera&#44; N&#46; Muniozguren&#44; C&#46; Moreno&#44; C&#46; Garc&#237;a&#44; por los investigadores del estudio IBERICA</p><p class="elsevierStylePara">Instituto de Ciencias de la Salud Castilla-La Mancha&#59; Conseller&#237;a de Sanitat Valencia&#59; Consejer&#237;a de Sanidad Murcia&#59; Instituto Municipal de Investigaci&#243;n M&#233;dica Barcelona&#59; Hospital Son Dureta Mallorca&#59; Departamento Sanidad Gobierno Vasco&#59; Instituto De salud P&#250;blica Navarra&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivo&#58;</span> Examinar las diferencias entre hombres y mujeres en los antecedentes de factores de riesgo&#44; presentaci&#243;n cl&#237;nica&#44; manejo hospitalario&#44; complicaciones y letalidad a 28 d&#237;as observada en pacientes hospitalizados con IAM&#44; registrados en el estudio IBERICA&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> Siguiendo los criterios MONICA se han incluido todos los casos de IAM seguros y posibles&#44; obtenidos a partir del estudio IBERICA &#40;conjunto de 7 registros poblacionales de IAM&#41;&#44; durante el per&#237;odo 1997-1998&#44; en personas de 25 a 74 a&#241;os&#46; Variables&#58; Edad&#44; factores de riesgo cardiovascular previos&#44; IAM o angina previa&#44; presentaci&#243;n cl&#237;nica&#44; gravedad&#44; tiempo s&#237;ntomas-monitorizaci&#243;n&#44; tratamiento hospitalario &#40;tromb&#243;lisis&#44; angioplastia&#44; cirug&#237;a&#44; f&#225;rmacos&#44; complicaciones &#40;arritmias&#44; angor post IAM&#44;&#46;&#46;&#41; y letalidad a 28 d&#237;as&#46; Se presentan las diferencias entre hombres y mujeres para cada variable de inter&#233;s&#44; y la OR ajustada por edad &#40;IC 95&#37;&#41; tomando los hombres como referencia&#46; Se calcula&#44; adem&#225;s&#44; la diferencia en el riesgo de morir a 28 d&#237;as&#44; ajustada por edad y por gravedad&#44; entre sexos mediante an&#225;lisis de regresi&#243;n log&#237;stica&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> Se incluyen 8&#46;200 IAM &#40;79&#44;6&#37; hombres&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><img src="138v16nSupl.1-13036848tab01.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara"> Mediana tiempo inicio de s&#237;ntomas-monitorizaci&#243;n&#58; H 120&#39; &#40;60-255&#41;&#44; M 153&#39; &#40;75-360&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones&#58;</span> Las mujeres tienen peor perfil de riesgo antes del IAM que contrasta con una menor frecuencia de IAM previo&#46; Tienen menor frecuencia de s&#237;ntomas t&#237;picos y mayor gravedad al ingreso&#44; lo cual podr&#237;a estar relacionado con el mayor tiempo inicio de s&#237;ntomas-monitorizaci&#243;n&#46; Las mujeres tienen menor frecuencia de tratamiento trombol&#237;tico&#44; pero no de angioplastia o cirug&#237;a&#46; Estas diferencias no pueden ser atribuidas a la mayor edad de las mujeres&#46; La letalidad ajustada por edad es superior en las mujeres&#44; y tiende a igualarse con los hombres cuando adem&#225;s se ajusta por gravedad&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 196</p><p class="elsevierStylePara">FACTORES DE RIESGO CARDIOVASCULAR Y NIVEL DE RIESGO DE ENFERMEDAD CORONARIA EN DIABETES TIPO 2 CONOCIDA EN EL PA&#205;S VASCO</p><p class="elsevierStylePara"> J&#46;M&#46; Arteagoitia&#44; M&#46;I&#46; Larra&#241;aga&#44; J&#46;L&#46; Rodr&#237;guez&#44; I&#46; Fern&#225;ndez y J&#46;A&#46; Pinies</p><p class="elsevierStylePara"> Vigilancia Epidemiol&#243;gica&#46; Salud P&#250;blica&#44; Departamento Sanidad&#46; Gobierno Vasco&#44; Vitoria-Gasteiz&#46; Vigilancia Epidemiol&#243;gica&#46; Salud P&#250;blica&#44; Departamento de Sanidad&#46; Gobierno Vasco&#44; Donostia-San Sebasti&#225;n&#46; Vigilancia Epidemiol&#243;gica&#46; Salud P&#250;blica&#44; Departamento de Sanidad&#46; Gobierno Vasco&#44; Bilbao&#46; Endocrinolog&#237;a y Nutrici&#243;n&#44; Osakidetza-Servico Vasco de Salud&#44; Bilbao&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos&#58;</span> Conocer los factores de riesgo cardiovascular y calcular el nivel de riesgo de enfermedad coronaria de la diabetes &#40;DM&#41; tipo 2 conocida en Atenci&#243;n Primaria en el Pa&#237;s Vasco&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> Se estudio una muestra de 65651 personas &#62; 24 a&#241;os atendidas por 61 m&#233;dicos de AP pertenecientes a la Red de M&#233;dicos Vig&#237;a del Pa&#237;s Vasco&#46; Como casos prevalentes se consideraron los pacientes con DM tipo 2 registrados durante el per&#237;odo del estudio&#44; independientemente de la fecha de diagn&#243;stico&#46; Casos incidente&#58; personas&#44; que no siendo conocidas como diab&#233;ticos con anterioridad al 1 de enero del 2000&#44; fueron diagnosticados de diabetes a lo largo del a&#241;o 2000&#46; El diagn&#243;stico de casos incidentes de DM tipo 2 se bas&#243; en los criterios de la ADA y de la OMS&#46; Se registraron diferentes factores de riesgo cardiovascular&#58; &#237;ndice de masa corporal&#44; actividad f&#237;sica&#44; tabaquismo&#44; hipertensi&#243;n arterial&#44; colesterol&#44; triglic&#233;ridos&#44; HDLc&#44; LDLc y hemoglobina glicosilada &#40;HbA1c&#41;&#46; Tambi&#233;n se valor&#243; el nivel de riesgo coronario seg&#250;n los criterios establecidos por la Second Join Task Force of European and other Societies on Coronary Prevention &#40;European Heart Journal 19&#58;1434-1503&#44; 1998&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> Casos prevalentes&#58; La edad media de los 3&#46;077 casos fue 68 a&#241;os&#44; significativamente mayor en las mujeres &#40;p &#60; 0&#44;001&#41; y la duraci&#243;n media de la enfermedad 10 &#177; 4&#44;5 a&#241;os&#46; El 60&#37; ten&#237;an la HbA1c &#61; &#62; 6&#44;5&#37;&#44; siendo m&#225;s elevada en las mujeres &#40;p &#60; 0&#44;05&#41;&#46; El 85&#37; ten&#237;an el LDLc &#62; 100 mg&#47;dl&#44; el 64&#37; colesterol &#62; 200 mg&#47;dl&#44; 15&#46;6&#37; HDLc &#60; 40 mg&#47;dl y 33&#37; trigliceridos &#62; 150 mg&#47;dl&#46; El 79&#37; eran hipertensos&#44; 41&#44;7&#37; obesos&#44; 37&#37; sedentarios y 13&#37; fumadores&#46; Los niveles de colesterol&#44; HTA&#44; obesidad y sedentarismo fueron significativamente m&#225;s prevalentes en mujeres &#40;p &#60; 0&#44;05&#41;&#46; El HDLc bajo y el tabaquismo fueron m&#225;s frecuentes en los hombres &#40;p &#60; 0&#44;05&#41;&#46; El 60&#37; de los hombres ten&#237;an un nivel de riesgo de enfermedad coronaria alto o muy alto &#40;riesgo de presentar un evento coronario en 10 a&#241;os del 20-40&#37; o &#62; 40&#37; respectivamente&#41; frente a un 44&#37; en las mujeres &#40;p &#60; 0&#44;05&#41;&#46; Casos incidentes&#58; 285 casos incidentes con una edad media de 64 a&#241;os&#44; m&#225;s elevada en las mujeres &#40;p &#60; 0&#44;05&#41;&#46; El 46&#37; presentaban elevada la HbA1c&#44; 70&#37; colesterol y LDLc elevados&#44; 34&#37; trigliceridos altos y 19&#37; el HDL bajo&#46; El 83&#37; eran hipertensos&#44; 45&#44;6&#37; obesos&#44; 37&#37; sedentarios y 13&#37; fumadores&#46; La distribuci&#243;n de los factores de riesgo y el nivel de riesgo coronario por sexos fue la misma que en los casos prevalentes&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones&#58;</span><span class="elsevierStyleItalic">1&#41;</span> Tanto los casos prevalentes como los casos reci&#233;n diagnosticados de DM tipo 2 ten&#237;an una alta frecuencia de factores de riesgo cardiovascular&#46; <span class="elsevierStyleItalic">2&#41;</span> Por primera vez se mide el nivel global de riesgo coronario en pacientes con DM tipo 2 conocida&#44; presentando m&#225;s del 50&#37; de los mismos un riesgo elevado &#40;20-40&#37;&#41; o muy elevado &#40;&#62; 40&#37;&#41; de presentar un evento coronario a 10 a&#241;os&#46; Este riesgo fue mayor en hombres tanto en casos prevalentes como en los incidentes&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 197</p><p class="elsevierStylePara">DIETA MEDITERR&#193;NEA Y REDUCCI&#211;N DEL RIESGO DE UN PRIMER INFARTO DE MIOCARDIO&#58; UN INDICADOR OPERATIVO DE DIETA SALUDABLE</p><p class="elsevierStylePara"> M&#46;A&#46; Mart&#237;nez-Gonz&#225;lez&#44; E&#46; Fern&#225;ndez-Jarne&#44; M&#46; Serrano-Mart&#237;nez&#44; A&#46; Marti&#44; J&#46;A&#46; Mart&#237;nez y J&#46;M&#46; Mart&#237;n-Moreno</p><p class="elsevierStylePara">Unidad de Epidemiolog&#237;a y Salud P&#250;blica&#44; Departamento de Cardiolog&#237;a y Departamento de Fisiolog&#237;a y Nutrici&#243;n&#44; Universidad de Navarra&#59; Instituto de Salud &#34;Carlos III&#34;&#44; Madrid&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes y objetivos&#58;</span> Un ensayo aleatorizado ha objetivado el papel potencial de un patr&#243;n de dieta mediterr&#225;nea en la prevenci&#243;n de complicaciones tras un infarto de miocardio &#40;1&#41;&#46; Sin embargo&#44; m&#225;s all&#225; de dise&#241;os ecol&#243;gicos&#44; hay escasa evidencia cuantitativa acerca del impacto de la dieta mediterr&#225;nea en la prevenci&#243;n primaria de la enfermedad coronaria&#46; Con este estudio se intenta cuantificar la reducci&#243;n de riesgo de un primer infarto de miocardio incidente asociada a un patr&#243;n de dieta mediterr&#225;nea&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> Estudio de casos y controles &#40;171 pacientes que sufrieron un primer infarto de miocardio y 171 controles emparejados&#41;&#46; Se utiliz&#243; un cuestionario semicuantitativo de frecuencia de consumo &#40;136 &#237;tems&#41; previamente validado &#40;2&#41;&#46; Se defini&#243; <span class="elsevierStyleItalic">a priori</span> un patr&#243;n diet&#233;tico mediterr&#225;neo sumando los quintiles de 6 alimentos considerados protectores&#58; <span class="elsevierStyleItalic">1&#41;</span> aceite de oliva&#44; <span class="elsevierStyleItalic">2&#41;</span> fibra&#44; <span class="elsevierStyleItalic">3&#41;</span> frutas&#44; <span class="elsevierStyleItalic">4&#41;</span> verduras&#44; <span class="elsevierStyleItalic">5&#41;</span> pescado y <span class="elsevierStyleItalic">6&#41;</span> alcohol&#46; Se sumaron tambi&#233;n los quintiles &#40;pero puntuados inversamente&#41; de otros dos elementos que se suponen asociados a un mayor riesgo&#58; <span class="elsevierStyleItalic">7&#41;</span> carne y productos c&#225;rnicos y <span class="elsevierStyleItalic">8&#41;</span> algunos productos con alta carga glic&#233;mica &#40;pan blanco&#44; pasta y arroz&#41; &#40;3&#41;&#46; Otro indicador se construy&#243; simplemente dicotomizando cada uno de estos 8 elementos&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> Con ambos modelos de articulaci&#243;n operativa del patr&#243;n se observ&#243; que una mayor puntuaci&#243;n se asociaba progresivamente a un menor riesgo relativo de infarto de miocardio&#46; Se constat&#243; una tendencia lineal significativa despu&#233;s de ajustar por los principales factores de riesgo cardiovascular&#46; Por cada punto adicional en el patr&#243;n basado en la suma de quintiles &#40;rango observado&#58; 9 &#173; 38&#41; la odds ratio &#40;intervalo de confianza al 95&#37;&#41; fue de 0&#44;92 &#40;0&#44;86 &#173; 0&#44;98&#41;&#46; Esta estimaci&#243;n fue de 0&#44;55 &#40;0&#44;42 &#173; 0&#44;73&#41; cuando se us&#243; el patr&#243;n que dicotomizaba cada item &#40;rango observado&#58; 0 &#173; 8&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusi&#243;n&#58;</span> Nuestros datos sugieren que la dieta mediterr&#225;nea puede ser una medida eficaz para reducir el riesgo de infarto de miocardio en prevenci&#243;n primaria&#46; Sin embargo&#44; este estudio proporciona evidencias que hacen pensar que no se debe atribuir un papel protector dentro de este patr&#243;n a los cereales refinados &#40;pan blanco&#41;&#44; al arroz o a la pasta que presentan adem&#225;s una carga glic&#233;mica elevada &#40;3&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"> 1&#46; De Lorgeril M&#44; et al&#46; Mediterranean diet&#44; traditional risk factors and the rate of cardiovascular complications after myocardial infarction&#59; final report of the Lyon Diet Heart Study&#46; Circulation 99&#58;779-85&#46;</p><p class="elsevierStylePara"> 2&#46; Mart&#237;n-Moreno JM et al&#46; Development and validation of a food frequency questionnaire in Spain&#46; Int J Epidemiol 1993&#59;22&#58;512-9&#46;</p><p class="elsevierStylePara"> 3&#46; Liu S&#44; et al&#46; A prospective study of dietary glycemic load&#44; carbohydrate intake&#44; and risk of coronary heart disease in US women&#46; Am J Clin Nutr 2000&#59;71&#58;1455-61&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 198</p><p class="elsevierStylePara"> H&#193;BITO DE LA SIESTA Y ENFERMEDAD CARDIOVASCULAR EN LA COHORTE DEL SLEEP HEART HEALTH STUDY &#40;SHHS&#41;</p><p class="elsevierStylePara"> F&#46;J&#46; Nieto</p><p class="elsevierStylePara"> Department of Population Health Sciences&#44; University of Wisconsin&#44; Madison&#44; Wisconsin&#44; EE&#46;UU&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos&#58;</span> Previos estudios de la relaci&#243;n entre el h&#225;bito de la siesta y la enfermedad cardiovascular &#40;ECV&#41; han dado lugar a resultados contradictorios&#44; ocasionalmente sugiriendo un aumento de mortalidad y de ECV asociado con la practica habitual de la siesta&#46; El objetivo de este trabajo fue estudiar si esas inconsistencias previas pueden resultar del hecho de que&#44; adem&#225;s de ser un habito saludable&#44; la practica de la siesta puede tambi&#233;n ser un s&#237;ntoma de mala salud en determinados individuos&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> La asociaci&#243;n entre frecuencia semanal de siestas &#40;de 5 o m&#225;s minutos&#41; y la prevalencia de ECV &#40;historia de infarto&#44; angina&#44; accidente cerebrovascular&#41; e hipertensi&#243;n &#40;HT&#44; PA &#62; &#61; 140&#47;90 mmHg o tratamiento&#41; fue estudiada en 6&#46;000 participantes &#40;40 o m&#225;s a&#241;os de edad&#41; en el examen basal del SHHS&#44; un estudio poblacional multic&#233;ntrico en EE&#46;UU&#46; En 1&#46;800 participantes tambi&#233;n dispusimos de datos de ECV subcl&#237;nica &#40;espesor de la capa &#237;ntima-media de la car&#243;tida&#44; IMT&#59; &#237;ndice tobillo-brazo&#44; ITB&#41;&#46; Los an&#225;lisis estad&#237;sticos fueron ajustados y estratificados de acuerdo a posibles variables confusoras&#44; incluyendo edad&#44; sexo&#44; horas de sue&#241;o en la noche&#44; presencia de apnea del sue&#241;o &#40;medida por polisomnograf&#237;a&#41;&#44; as&#237; como s&#237;ntomas de somnolencia diurna&#44; cansancio habitual&#44; estado general de salud&#44; e &#237;ndice de masa corporal&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> Comparados con los que no toman ninguna&#44; los participantes que toman 4-7 siestas por semana ten&#237;an una prevalencia elevada de ECV &#40;17&#44;1&#37; vs&#46; 14&#44;3&#37;&#41; e HT &#40;56&#44;7&#37; vs&#46; 51&#44;8&#37;&#41;&#44; ambos p &#60; 0&#44;01&#46; Estas diferencias disminuyeron substancialmente despu&#233;s de ajustar por otros factores de riesgo&#44; especialmente despu&#233;s de excluir los individuos con excesiva somnolencia diurna&#44; cansancio habitual y malo&#47;regular estado de salud &#40;las razones ajustadas de prevalencia comparando los que toman y los que no toman siestas fueron 0&#44;95 para ECV y 1&#44;06 para HT&#41;&#46; Los an&#225;lisis de medidas subcl&#237;nicas &#40;IMT e ITB&#41; no revel&#243; diferencias significativas&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones&#58;</span> Estos resultados sugieren que previos estudios mostrando una relaci&#243;n positiva entre el h&#225;bito de la siesta y ECV y mortalidad pueden estar seriamente sesgados por causalidad inversa&#44; es decir&#44; la siesta seria un marcador de enfermedad en un subgrupo de los que la practican&#46; El posible efecto beneficios de la siesta como un paliativo del estr&#233;s y necesita ser evaluado en estudios prospectivos que controlen cuidadosamente por la presencia de enfermedad cl&#237;nica y subcl&#237;nica&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Estudios de mortalidad</span></p><p class="elsevierStylePara"> 199</p><p class="elsevierStylePara">&#193;REAS DE ALTO RIESGO DE MORTALIDAD EN ESPA&#209;A&#58; OBSERVACI&#211;N DE UN CLUSTER EN EL SUR-OESTE DEL PA&#205;S</p><p class="elsevierStylePara"> J&#46; Benach&#44; Y&#46; Yasui&#44; J&#46;M&#46; Mart&#237;nez&#44; C&#46; Borrell&#44; M&#46;I&#46; Pasar&#237;n y A&#46; Daponte</p><p class="elsevierStylePara">Unidad de Investigaci&#243;n en Salud Laboral&#44; Universidat Pompeu Fabra&#44; Barcelona&#46; Public Health Sciences Division&#44; Fred Hutchinson Cancer Research Center&#44; Seattle &#40;EE&#46;UU&#46;&#41;&#46; Servicio de Informaci&#243;n Sanitaria&#44; Instituto Municipal de Salud P&#250;blica&#44; Barcelona&#46; Escuela Andaluza de Salud P&#250;blica&#44; Granada&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes y objetivos&#58;</span> El an&#225;lisis geogr&#225;fico de la mortalidad ha mostrado su utilidad como un valioso instrumento de salud p&#250;blica para formular hip&#243;tesis sobre las causas de enfermedad y muerte&#44; identificar posibles factores de riesgo asociados y ayudar a planificar las pol&#237;ticas socio-sanitarias&#46; El objetivo de este estudio fue describir la distribuci&#243;n geogr&#225;fica de la mortalidad por todas las causas en 2&#46;218 &#225;reas peque&#241;as de Espa&#241;a e identificar &#225;reas de alto riesgo&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Sujetos y m&#233;todos&#58;</span> An&#225;lisis transversal de 2&#46;218 &#225;reas peque&#241;as de Espa&#241;a&#46; La mortalidad por todas las causas agregada para un per&#237;odo de nueve a&#241;os &#40;1987-1995&#41; y la poblaci&#243;n de referencia &#40;censo de 1991&#41; fue suministrada por el Instituto Nacional de Estad&#237;stica&#46; Se estimaron los riesgos relativos ajustados por edad para cada sexo a partir de las razones de mortalidad estandarizadas &#40;RME&#41; aplicando un m&#233;todo de estimaci&#243;n emp&#237;rico bayesiano no-param&#233;trico para controlar la inestabilidad estad&#237;stica de las RME en las &#225;reas poco pobladas&#46; Para identificar las &#225;reas de alto riesgo se realiz&#243; un test score de Poisson combinado con el valor obtenido para la estimaci&#243;n emp&#237;rico bayesiana no param&#233;trica&#46; El exceso de muertes se valor&#243; mediante la diferencia entre los casos observados y esperados&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> El n&#250;mero total de muertes en Espa&#241;a durante el per&#237;odo de nueve a&#241;os fue de 2&#46;958&#46;041&#46; Las &#225;reas de alto riesgo representaron un 8&#37; &#40;n &#61; 177&#41; y un 10&#37; &#40;n &#61; 219&#41; para hombres y mujeres&#44; respectivamente&#46; Los riesgos relativos estimados para dichas &#225;reas oscilaron de 1&#44;19 a 1&#44;89 &#40;mediana &#61; 1&#44;22&#41; con un exceso anual de mortalidad &#40;EAM&#41; de 5&#46;197 muertes para los hombres&#44; y de 1&#44;19 a 1&#44;61 &#40;mediana &#61; 1&#44;24&#41; con un EAM de 3&#46;602 muertes para las mujeres&#46; La representaci&#243;n cartogr&#225;fica para las &#225;reas de alto riesgo mostr&#243; un claro cluster en la regi&#243;n sur-oeste del pa&#237;s&#46; En los hombres la mitad de la &#225;reas &#40;n &#61; 88&#41; con los niveles de mortalidad m&#225;s altos se localizaron en Andaluc&#237;a y una tercera parte &#40;n &#61; 60&#41; en las provincias de Huelva&#44; Sevilla y C&#225;diz&#46; En las mujeres aproximadamente la mitad de las &#225;reas de alto riesgo &#40;n &#61; 92&#41; se localizaron en Andaluc&#237;a y un cuarto &#40;n &#61; 56&#41; se concentraron en las tres provincias citadas&#46; Huelva&#44; Sevilla y C&#225;diz representan un 8&#37; de la poblaci&#243;n de Espa&#241;a y un tercio &#40;2&#46;884 muertes&#41; del EAM para las &#225;reas de alto riesgo&#46; Un 40&#37; de sus zonas para los hombres y un 37&#37; para las mujeres eran &#225;reas de alto riesgo&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusi&#243;n&#58;</span> La agrupaci&#243;n de las peores &#225;reas de mortalidad en el sur-oeste de Espa&#241;a&#44; especialmente en las provincias de Huelva&#44; Sevilla y C&#225;diz&#44; pone de relieve un problema de salud p&#250;blica potencialmente muy grave que requiere una investigaci&#243;n epidemiol&#243;gica m&#225;s detallada y acci&#243;n urgente por parte de la administraci&#243;n sanitaria&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 200</p><p class="elsevierStylePara">INDICADORES DE MORTALIDAD EN LA PROVINCIA DE ALICANTE &#40;1994-1998&#41;&#46; DIFERENCIAS SEG&#218;N NACIONALIDAD&#58; RESIDENTES NACIONALES VS&#46; RESIDENTES EXTRANJEROS</p><p class="elsevierStylePara"> J&#46; Moncho&#44; I&#46; Melchor&#44; C&#46;G&#46; Senchermes&#44; A&#46; Nolasco&#44; J&#46; Verd&#250;&#44; S&#46; Valero&#44; M&#46;J&#46; P&#233;rez&#44; E&#46; Gand&#237;a y T&#46; Romero</p><p class="elsevierStylePara"> Departamento de Salud P&#250;blica&#44; Universidad de Alicante&#44; Alicante&#46; Registro de Mortalidad&#44; Conselleria de Sanitat&#46; Generalitat Valenciana&#44; Alicante&#46; Direcci&#243;n Territorial&#44; Conselleria de Sanitat&#46; Generalitat Valenciana&#44; Alicante&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes&#58;</span> En nuestro pa&#237;s&#44; y en particular en la provincia de Alicante&#44; el volumen de poblaci&#243;n extranjera residente ha venido siendo muy importante&#46; El c&#225;lculo de los indicadores de mortalidad sin diferenciar por procedencia de las defunciones ha venido presentando comportamientos de dif&#237;cil explicaci&#243;n &#40;p&#46; ej&#46; &#34;El Efecto Benidorm&#34;&#41;&#46; El objetivo de este trabajo es establecer las diferencias en los riesgos de muerte seg&#250;n nacionalidad para diferentes localizaciones geogr&#225;ficas de la provincia de Alicante&#44; as&#237; como establecer&#44; dentro de cada nacionalidad las localizaciones de mayor riesgo de muerte&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> Se han estudiado 54&#46;606 defunciones &#40;3&#46;853 en extranjeros residentes&#44; 7&#44;1&#37;&#44; y 50&#46;753 en espa&#241;oles residentes&#44; 92&#44;9&#37;&#41;ocurridas en el per&#237;odo 1994-98 en la provincia de Alicante&#46; La provincia ha sido estructurada seg&#250;n 21 zonas definidas ad hoc teniendo en cuenta el perfil de la poblaci&#243;n residente extranjera y localizaci&#243;n geogr&#225;fica&#46; Se utiliz&#243; la poblaci&#243;n del padr&#243;n de 1996 &#40;IVE&#41;&#46; Se calcularon los indicadores de mortalidad habituales&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> Para el total de causas de muerte&#44; se ha calculado la Raz&#243;n de Mortalidad Estandarizada &#40;RME&#41; para cada localizaci&#243;n geogr&#225;fica&#44; nacionalidad&#44; y sexo tomando como referencia la mortalidad global de la provincia para ese per&#237;odo&#46; En conjunto para la provincia&#44; tanto en hombres como en mujeres&#44; existe un defecto de mortalidad significativo para residentes extranjeros&#44; mientras que esto no sucede en nacionales&#46; Sin embargo&#44; este resultado es muy variable seg&#250;n las localizaciones geogr&#225;ficas&#44; desde una RME de 206&#44;29 &#40;p &#60; 0&#44;05&#41; en extranjeros y una RME de 101&#44;4 &#40;n&#46;s&#46;&#41; en nacionales&#44; en la zona 9 &#40;Benidorm y Finestrat&#41; en hombres&#44; frente a una RME de 49&#44;39 &#40;p &#60; 0&#44;05&#41; en extranjeros y una RME de 107&#44;42 &#40;n&#46;s&#46;&#41; en nacionales&#44; en la zona 2 &#40;Benitachell&#44; Benisa&#44; Teulada&#44; J&#225;vea&#41; en hombres&#46; En mujeres el comportamiento es similar&#46; Se ha calculado el riesgo relativo de muerte&#44; en cada localizaci&#243;n geogr&#225;fica para cada sexo&#44; de la poblaci&#243;n extranjera vs&#46; espa&#241;ola&#46; En hombres&#44; se observan excesos significativos de riesgo en las zonas 9&#44; 8 &#40;Altea&#41;&#44; 11 &#40;Orcheta&#44; Relleu&#44; Villajoyosa&#41; y 17 &#40;Elche&#44; Santa Pola&#44; Crevillente&#41; y en mujeres en las zonas 8&#44; 9&#44; 11 y 6&#46; Se observan defectos significativos para hombres en la 2&#44; 7 y la 21 &#40;Orihuela&#44; Benferri&#41; y en mujeres en la 2 y la 7&#46; Estudiando la primera causa de muerte en extranjeros&#44; Isqu&#233;micas del coraz&#243;n&#44; se observa en hombres un exceso significativo en la mortalidad de &#233;stos en el total de la provincia&#44; RME de 150&#44;1 &#40;p &#60; 0&#44;05&#41;&#44; y excesos en las zonas 9&#44; RME de 583&#44;2 &#40;p &#60; 0&#44;05&#41; y 20&#44; RME de 186&#44;7 &#40;p &#60; 0&#44;05&#41;&#44; siendo similar el comportamiento en mujeres&#46; Los riesgos relativos de extranjeros vs&#46; espa&#241;oles para esta causa presentan excesos en las zonas 9 y 20&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones&#58;</span> La mortalidad de los residentes extranjeros contribuye notablemente a explicar las diferencias de mortalidad en la provincia&#46; Estos presentan distintos niveles de riesgo respecto de los nacionales seg&#250;n su localizaci&#243;n geogr&#225;fica en la provincia&#46; A la luz de los resultados obtenidos es conveniente sistematizar la vigilancia de la mortalidad seg&#250;n nacionalidad&#44; dado su volumen&#44; y su posible asociaci&#243;n con factores de riesgo diferenciados&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 201</p><p class="elsevierStylePara">TENDENCIA TEMPORAL DE LA MORTALIDAD POR C&#193;NCER DE RI&#209;&#211;N EN EUROPA&#58; EFECTOS DE LA EDAD&#44; PER&#205;ODO DE MUERTE Y COHORTE DE NACIMIENTO</p><p class="elsevierStylePara"> N&#46; P&#233;rez-Farin&#243;s&#44; G&#46; L&#243;pez-Abente&#44; M&#46; Poll&#225;n Santamar&#237;a&#44; N&#46; Aragon&#233;s Sanz&#44; B&#46; P&#233;rez G&#243;mez&#44; Y&#46; Cast&#225;n Ruiz&#44; D&#46; Gavrila y J&#46; de la Puente Callejo</p><p class="elsevierStylePara">Centro Nacional de Epidemiolog&#237;a&#46; Instituto de Salud Carlos III&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos&#58;</span> Conocer la tendencia temporal de la mortalidad por c&#225;ncer de ri&#241;&#243;n en Europa durante el per&#237;odo 1976-1995&#44; e identificar el efecto de la edad&#44; per&#237;odo de muerte y cohorte de nacimiento en dicha tendencia&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> El n&#250;mero de defunciones por c&#225;ncer de ri&#241;&#243;n en hombres y mujeres&#44; y las poblaciones por grupos de edad &#40;de 0-4 a&#241;os hasta 85 y m&#225;s&#41; se obtuvieron de la base de datos de la Organizaci&#243;n Mundial de la Salud&#46; Se calculan tasas espec&#237;ficas de mortalidad ajustadas por edad&#44; en per&#237;odos de amplitud de cinco a&#241;os&#46; Se ajustan modelos log-lineales de Poisson para obtener los riesgos relativos de cada pa&#237;s frente al promedio de los pa&#237;ses europeos y la tendencia relativa anual&#44; con sus intervalos de confianza&#46; Se ajustan modelos log-lineales de Poisson para evaluar los efectos de la edad&#44; per&#237;odo de muerte y cohorte de nacimiento&#44; con la soluci&#243;n de Osmond y Gardner&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> Las tasas de mortalidad por c&#225;ncer de ri&#241;&#243;n en los pa&#237;ses estudiados son mayores en los hombres que en las mujeres&#44; sobre todo en los pa&#237;ses mediterr&#225;neos &#40;Italia&#44; Espa&#241;a&#44; Francia&#44; Grecia&#41;&#44; siendo menor esta diferencia en los pa&#237;ses n&#243;rdicos &#40;Dinamarca&#44; Suecia&#44; Finlandia&#41;&#46; En hombres&#44; las tasas m&#225;s altas las presentan Hungr&#237;a&#44; Austria&#44; Holanda y los pa&#237;ses n&#243;rdicos &#40;Raz&#243;n de tasas con respecto al promedio de los pa&#237;ses europeos&#58; Hungr&#237;a&#58; 1&#44;32&#59; Austria&#58; 1&#44;37&#59; Dinamarca&#58; 1&#44;43&#59; Suecia&#58; 1&#44;74&#41;&#59; en los pa&#237;ses n&#243;rdicos&#44; sin embargo&#44; la tendencia de la mortalidad es decreciente &#40;Disminuci&#243;n relativa anual para los pa&#237;ses n&#243;rdicos&#58; 1&#37;&#41;&#44; mientras que en el resto de los pa&#237;ses estudiados&#44; con tasas menores&#44; dicha tendencia es creciente&#46; Las tasas m&#225;s bajas se observan en Bulgaria&#44; Grecia y Espa&#241;a&#44; pero estos pa&#237;ses presentan los mayores valores de aumento anual en Europa &#40;Aumento relativo anual&#58; Bulgaria&#58; 2&#44;7&#37;&#59; Grecia&#58; 2&#44;3&#37;&#59; Espa&#241;a&#58; 3&#44;3&#37;&#41;&#46; En las mujeres las tendencias son parecidas a las observadas en los hombres&#46; En cuanto a los efectos de edad-per&#237;odo-cohorte&#44; se ven en los hombres dos patrones diferenciados&#59; por un lado los pa&#237;ses en los que la mortalidad es m&#225;s alta en las cohortes nacidas alrededor de 1930&#44; disminuyendo en las posteriores &#40;Francia&#44; Grecia&#44; Italia&#44; Holanda&#44; Suiza&#44; Reino Unido&#44; pa&#237;ses n&#243;rdicos&#41;&#44; y los pa&#237;ses en los que el m&#225;ximo se sit&#250;a en cohortes cercanas a 1950 y la tendencia posterior a&#250;n no est&#225; muy clara &#40;Bulgaria&#44; Espa&#241;a&#44; Hungr&#237;a&#41;&#46; En mujeres las tendencias est&#225;n menos definidas&#44; debido al menor n&#250;mero de casos&#44; aunque en algunos pa&#237;ses son parecidas a las de los hombres&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones&#58;</span> Existen dos patrones en la tendencia de la mortalidad por c&#225;ncer de ri&#241;&#243;n en Europa&#44; uno de tendencia decreciente&#44; visible en los pa&#237;ses n&#243;rdicos&#44; y otro de tendencia creciente&#44; en los pa&#237;ses mediterr&#225;neos&#46; Estas variaciones pueden ser debidas a las diferencias en la exposici&#243;n a factores de riesgo&#44; y en especial al tabaco&#44; puesto que los efectos edad-per&#237;odo-cohorte reflejan cierta similitud en el c&#225;ncer de ri&#241;&#243;n y el c&#225;ncer de pulm&#243;n&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 202</p><p class="elsevierStylePara">TENDENCIAS DE LA MORTALIDAD POR HEPATOPAT&#205;A Y DE LA INCIDENCIA DEL C&#193;NCER HEP&#193;TICO EN CATALUNYA</p><p class="elsevierStylePara"> J&#46; Ribes&#44; R&#46; Cl&#232;ries&#44; J&#46; Galcer&#225;n y F&#46;X&#46; Bosch</p><p class="elsevierStylePara">Institut Catal&#224; d&#39;Oncologia&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Antecedentes&#58;</span> En el per&#237;odo 1978-92 se han detectado aumentos de la incidencia de c&#225;ncer hep&#225;tico &#40;CH&#41; en pa&#237;ses desarrollados como Australia&#44; Francia&#44; Italia y Canad&#225;&#44; y disminuciones en pa&#237;ses como China y la India&#46; El aumento de la exposici&#243;n del virus de la hepatitis C &#40;VHC&#41; en los pa&#237;ses desarrollados y la disminuci&#243;n de la exposici&#243;n del virus de la hepatitis B &#40;VHB&#41; y aflatoxinas en pa&#237;ses subdesarrollados podr&#237;an explicar estos nuevos patrones&#46; Catalunya es un pa&#237;s de riesgo intermedio para el CH &#40;tasas incidencia ajustadas por edad&#58; 5 por 10<span class="elsevierStyleSup">5</span> hombres&#59; 2 por 10<span class="elsevierStyleSup">5</span> mujeres&#41;&#44; con una prevalencia poblacional del VHC y VHB del 3&#37; y 1&#46;7&#37; respectivamente&#46; La prevalencia del VHC en los CH es de 90&#37;&#44; y el 85&#37; de los CH asientan en un h&#237;gado cirr&#243;tico&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos&#58;</span> Determinar las tendencias de la mortalidad de cirrosis hep&#225;tica y CH&#44; y de la incidencia de CH en Catalunya para el per&#237;odo 1980-97&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> Los datos de mortalidad se han obtenido del Registro de Mortalidad de Catalunya y los de incidencia del Registro de C&#225;ncer de Tarragona&#46; Los datos est&#225;n codificados seg&#250;n la versi&#243;n 9 de la Clasificaci&#243;n Internacional de Enfermedades&#44; aplicando los tres primeros d&#237;gitos &#34;571&#34; en la cirrosis y &#34;155&#34; en el CH&#46; Las tasas han sido estandarizadas con la poblaci&#243;n est&#225;ndar mundial mediante el m&#233;todo directo&#46; El an&#225;lisis estad&#237;stico para identificar cambios en las tendencias ha sido la regresi&#243;n Joinpoint&#46; Este m&#233;todo establece una relaci&#243;n log-lineal entre entre las tasas y los a&#241;os&#44; detectando los per&#237;odos de tiempo d&#243;nde las tasas aumentan o disminuyen&#46; El punto que delimita dos per&#237;odos de tiempo es el joinpoint y su significaci&#243;n estad&#237;stica se lleva a cabo mediante m&#233;todos de Monte Carlo&#46; Para cada per&#237;odo de tiempo se estima el porcentaje de cambio anual &#40;PCA&#41; y si es estad&#237;sticamente significativo&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span><span class="elsevierStyleItalic">Mortalidad CH</span>&#58; en las mujeres se constata una disminuci&#243;n significativa &#40;PCA &#61; -3&#46;1&#37;&#41; para todos los grupos de edad y en todo el per&#237;odo&#46; En los hombres&#44; se halla una disminuci&#243;n significativa s&#243;lo para los menores de 60 a&#241;os &#40;PCA &#61; -5&#46;5&#37;&#41;&#46; <span class="elsevierStyleItalic">Mortalidad por cirrosis</span>&#58; Se detecta a partir de finales de la d&#233;cada de los 80 una disminuci&#243;n significativa de la mortalidad en los dos sexos &#40;PCA hombres&#58; -3&#44;4&#37;&#59; mujeres&#58; -2&#44;9&#37;&#41;&#46; <span class="elsevierStyleItalic">Incidencia CH</span>&#58; en los hombres&#44; cuando se detalla los CH seg&#250;n tipo histol&#243;gico se observa que solo aumenta el &#34;c&#225;ncer hepatocelular&#34; y adem&#225;s en los mayores de 45 a&#241;os &#40;APC&#58; 5&#44;8&#37;&#41;&#46; En las mujeres&#44; el aumento hallado de c&#225;ncer hepatocelular se debe a un aumento de los diagn&#243;sticos con confirmaci&#243;n histol&#243;gica&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones&#58;</span><span class="elsevierStyleItalic">i&#41;</span> En Catalunya la mortalidad por cirrosis disminuye como ocurre en Europa y Estados Unidos&#59;&#46; <span class="elsevierStyleItalic"> ii&#41;</span> La mayor supervivencia de los pacientes cirr&#243;ticos y la alta tasa de VHC en adultos de m&#225;s de 55 a&#241;os puede explicar parte del aumento de la incidencia del CH&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> 203</p><p class="elsevierStylePara"> VALIDACI&#211;N DE LA CAUSA B&#193;SICA DE DEFUNCI&#211;N CODIFICADA SEG&#218;N EL M&#201;TODO AUTOM&#193;TICO</p><p class="elsevierStylePara"> M&#46;M&#46; Torn&#233;&#44; R&#46; Gispert&#44; A&#46; Puigdef&#224;bregas&#44; X&#46; Puig&#44; J&#46; Dom&#232;nech y C&#46; Borrell</p><p class="elsevierStylePara">Servei d&#39;Informaci&#243; i Estudis del Departament de Sanitat i Seguretat Social&#59; Institut Municipal de Salut P&#250;blica de Barcelona&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Introducci&#243;n&#58;</span> En 1996 se implant&#243; en el Registro de Mortalidad de Catalu&#241;a un sistema automatizado de codificaci&#243;n de las causas de muerte y de selecci&#243;n de la causa b&#225;sica de defunci&#243;n con el objetivo de mejorar la calidad de la informaci&#243;n&#44; unificar los criterios de codificaci&#243;n y poder realizar el an&#225;lisis de las causas m&#250;ltiples de defunci&#243;n&#46; El objetivo de este estudio es evaluar la calidad de la codificaci&#243;n autom&#225;tica de las causas b&#225;sicas de defunci&#243;n&#44; comparando la causa b&#225;sica de muerte codificada autom&#225;ticamente con la codificada manualmente&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">M&#233;todos&#58;</span> Los datos proceden del Registro de Mortalidad de Catalu&#241;a &#40;codificaci&#243;n autom&#225;tica&#41; y del Instituto Municipal de Salud P&#250;blica de Barcelona &#40;codificaci&#243;n manual&#41; y corresponden a las defunciones ocurridas en la ciudad de Barcelona en los a&#241;os 1996-1998&#46; Se analizan las causas b&#225;sicas seg&#250;n los 17 y 65 grupos de la CIE-9&#46; Para evaluar previamente la calidad de la codificaci&#243;n manual &#40;gold est&#225;ndar&#41; se ha analizado el grado de fiabilidad de esta codificaci&#243;n al asignar la causa b&#225;sica a una misma secuencia de causas m&#250;ltiples&#46; Se calculan los siguientes indicadores&#58; diferencia de casos entre las dos codificaciones sobre la codificaci&#243;n manual&#44; cociente de la codificaci&#243;n autom&#225;tica sobre la manual descontando los casos coincidentes&#44; &#237;ndices de concordancia&#44; &#237;ndices Kappa &#40;intervalos de confianza y contrastes&#41;&#44; sensibilidad&#44; especificidad y valores predictivos&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados&#58;</span> La fiabilidad del m&#233;todo de codificaci&#243;n manual es muy elevada&#44; en el 92&#44;7&#37; de los casos con la misma combinaci&#243;n de causas&#44; la causa b&#225;sica asignada coincide&#46; La concordancia global entre los dos m&#233;todos de codificaci&#243;n &#40;manual y autom&#225;tico&#41; es alta&#44; con un &#237;ndice Kappa global del 0&#44;87&#46; Los grupos de causas que presentan buena concordancia &#40;Kappa &#62; 0&#44;76&#41; son los tumores&#44; las enfermedades endocrinas &#40;y de la nutrici&#243;n&#44; del metabolismo y la inmunidad&#41;&#44; los trastornos mentales&#44; las enfermedades del sistema nervioso y de los sentidos&#44; las enfermedades del aparato respiratorio&#44; del circulatorio&#44; del digestivo y las causas externas&#46; Los grupos de causas con baja concordancia &#40;Kappa &#190; 0&#44;76&#41; son las enfermedades infecciosas y parasitarias&#44; las enfermedades de la sangre y los &#243;rganos hematopoy&#233;ticos&#44; las enfermedades del aparato genitourinario&#44; las enfermedades del sistema osteomuscular y tejido conectivo y los signos&#44; s&#237;ntomas y estados mal definidos&#46; El sistema autom&#225;tico favorece determinados grupos&#58; enfermedades infecciosas&#44; trastornos mentales&#44; enfermedades del aparato respiratorio&#44; enfermedades mal definidas y causas externas en detrimento de las enfermedades de los aparatos circulatorio y digestivo y los tumores&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conclusiones&#58;</span> Los resultados obtenidos muestran que&#44; en t&#233;rminos generales&#44; el grado de coincidencia de los dos m&#233;todos de codificaci&#243;n es elevado y por lo tanto la calidad global de los datos es buena&#46; Otros aspectos merecen an&#225;lisis m&#225;s espec&#237;ficos&#44; como es la predilecci&#243;n de cada sistema de codificaci&#243;n por algunos grupos de causas&#46;</p>"
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Vol. 16. Núm. S1.
XX Reunión Científica de la Sociedad Española de Epidemiología
Páginas 90-92 (septiembre 2002)
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Viernes, 13 de septiembre

O.2.4.Epidemiología cardiovascular (11:00-12:30)

Moderadora:

Pepa Medrano

Estudios de mortalidad (12:30-14:00)

Moderador:

Santiago Pérez-Hoyos

Epidemiología cardiovascular


193

DIFERENCIAS POR SEXO EN EL TIEMPO HASTA LA MONITORIZACIÓN DEL INFARTO AGUDO DE MIOCARDIO

J. Gonseth, J. Sanz, A. Segura y C. García

Instituto de Ciencias de la Salud. Castilla-La Mancha (ICS), Consejería de Sanidad JCCM, Talavera de la Reina. Delegación de Sanidad. Toledo. Consejería de Sanidad JCCM, Toledo.

Antecedentes: El tiempo hasta la monitorización en el tratamiento del infarto agudo de miocardio (IAM) puede condicionar las opciones terapéuticas y su pronóstico. Se han estudiado las características que se asocian a un mayor retraso pero la información es aún escasa, especialmente en España. Las diferencias en la presentación clínica del IAM entre hombres y mujeres nos han sugerido la hipótesis de que puedan existir diferencias por sexo en el tiempo desde el debut clínico del IAM hasta su monitorización.

Objetivo: Identificar los factores asociados al tiempo hasta la monitorización en el tratamiento del IAM, y en particular las diferencias que existen por sexo.

Métodos: Explotación de los datos del registro poblacional de IAM de Castilla-La Mancha (IBERICA-Castilla-La Mancha). Fueron criterios de inclusión en el análisis: ser caso de IAM en los años 1997 y 1998, llegar vivo al hospital, edad entre 25 y 75 años, y ser residente en la provincia de Toledo. Se realizó una primera etapa en la que se describe el retraso por estratos demográficos, de antecedentes clínicos, y de presentación y gravedad del IAM. Posteriormente el tiempo hasta la monitorización se categorizó como variable dicotómica considerando no retrasados a los casos con tiempos inferiores a dos horas y se estudió la asociación del retraso con el resto de variables recogidas mediante regresión logística.

Resultados: Se incluyeron en el análisis 626 casos. El 81,8% fueron hombres. La mediana de edad de los hombres fue de 65 años y de las mujeres de 68,5 años. La mediana del tiempo hasta la monitorización fue de 2 horas 30 min para los hombres y de 2 h 55 min para las mujeres. El mayor retraso se concentró en los estratos de mujeres diabéticas (mediana 4 h) y mujeres con electrocardiograma no seguro. En el modelo de regresión logística se incluyeron las variables: edad (por año OR = 1,02 p = 0,04), sexo (hombre vs mujer OR = 0,78 p = 0,5), lugar de residencia (urbana vs rural OR = 0,53 p = 0,002), cardiopatía isquémica previa (OR = 1,24 p = 0,2), hipertensión arterial (OR = 0,77 p = 0,2), diabetes(OR = 0,86 p = 0,6), tabaquismo (OR = 1,29 p = 0,1), síntomas de IAM típicos (OR = 1,3 p = 0,4), Killip al ingreso (OR = 0,94 p = 0,5) y la interacción sexo-diabetes (OR = 5,51 p = 0,002).

Conclusiones: Las mujeres diabéticas, las personas de mayor edad y las que residen en medio rural tardan más tiempo desde el debut clínico del IAM hasta su monitorización. Esto es relevante porque son grupos de mayor letalidad por IAM y en los que el beneficio del tratamiento es potencialmente mayor.


194

CAFÉ E ENFARTE AGUDO DO MIOCÁRDIO: HETEROGENEIDADE DA ASSOCIAÇÃO NOS HOMENS

A. Azevedo y H. Barros

Serviço de Higiene e Epidemiologia, Faculdade de Medicina do Porto, Porto, Portugal.

Antecedentes: Apesar dos vários estudos publicados sobre o tema, permanece ainda alguma controvérsia acerca do efeito do café na doença coronária. Em geral, os estudos epidemiológicos não apoiam a hipótese de que o café é um factor de risco major.

Métodos: Foi realizado um estudo caso-controlo de base comunitária, foi comparada uma amostra de homens adultos seleccionados aleatoriamente, sem enfarte agudo do miocárdio (EAM), com casos de primeiro enfarte agudo do miocárdio. Todos os participantes tinham idade superior a 39 anos. Foram incluídos 305 casos e 378 controlos na análise dos dados. As características sociais e demográficas, história familiar e pessoal, actividade fisica, tabaco e consumo de café foram recolhidas atráves de um questionário estruturado de administracção indirecta. A informação relativa à ingestão alimentar foi obtida através de um questionário semi-quantitativa de frequência alimentar, validado para a população portuguesa. Foram estimados os riscos relativos a partir do Odds ratio calculado através da regressão logística incondicional.

Resultados: O consumo de café é muito frequente nesta população e a generalaidade dos participantes não modificou os seus hábitos durante a vida. A maioria refere consumo de quantidades moderadas de café (menos de 25% referiu beber mais de 4 cafés/dia) e o café expresso foi o método de preparação mais utilizado. O odds ratio bruto calculado para o consumo regular de café foi de 0,5 (95%IC = 0,3-1,0). Nos homens sem história familiar de EAM, o OR foi de 0,3 (95%IC = 0,2-0,8), e nos que referiram ter história familiar de EAM o OR foi de 2,2 (95%IC = 0,5-9.4). Esta heterogeneidade manteve-se em todos os estratos de quantidade e tipo de café.

Conclusão: Estes resultados sugerem uma diferente susceptibilidade ao café, de acordo com a história familiar de enfarte do miocárdio.


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DIFERENCIAS POR GÉNERO EN LAS CARACTERÍSTICAS, MANEJO Y LETALIDAD-COMPLICACIONES EN PACIENTES CON INFARTO AGUDO DE MIOCARDIO (IAM): ESTUDIO IBERICA

A. Segura, O. Zurriaga, I. Rohlfs, J. Marrugat, R. Marco, M. Riera, N. Muniozguren, C. Moreno, C. García, por los investigadores del estudio IBERICA

Instituto de Ciencias de la Salud Castilla-La Mancha; Consellería de Sanitat Valencia; Consejería de Sanidad Murcia; Instituto Municipal de Investigación Médica Barcelona; Hospital Son Dureta Mallorca; Departamento Sanidad Gobierno Vasco; Instituto De salud Pública Navarra.

Objetivo: Examinar las diferencias entre hombres y mujeres en los antecedentes de factores de riesgo, presentación clínica, manejo hospitalario, complicaciones y letalidad a 28 días observada en pacientes hospitalizados con IAM, registrados en el estudio IBERICA.

Métodos: Siguiendo los criterios MONICA se han incluido todos los casos de IAM seguros y posibles, obtenidos a partir del estudio IBERICA (conjunto de 7 registros poblacionales de IAM), durante el período 1997-1998, en personas de 25 a 74 años. Variables: Edad, factores de riesgo cardiovascular previos, IAM o angina previa, presentación clínica, gravedad, tiempo síntomas-monitorización, tratamiento hospitalario (trombólisis, angioplastia, cirugía, fármacos, complicaciones (arritmias, angor post IAM,..) y letalidad a 28 días. Se presentan las diferencias entre hombres y mujeres para cada variable de interés, y la OR ajustada por edad (IC 95%) tomando los hombres como referencia. Se calcula, además, la diferencia en el riesgo de morir a 28 días, ajustada por edad y por gravedad, entre sexos mediante análisis de regresión logística.

Resultados: Se incluyen 8.200 IAM (79,6% hombres).

Mediana tiempo inicio de síntomas-monitorización: H 120' (60-255), M 153' (75-360).

Conclusiones: Las mujeres tienen peor perfil de riesgo antes del IAM que contrasta con una menor frecuencia de IAM previo. Tienen menor frecuencia de síntomas típicos y mayor gravedad al ingreso, lo cual podría estar relacionado con el mayor tiempo inicio de síntomas-monitorización. Las mujeres tienen menor frecuencia de tratamiento trombolítico, pero no de angioplastia o cirugía. Estas diferencias no pueden ser atribuidas a la mayor edad de las mujeres. La letalidad ajustada por edad es superior en las mujeres, y tiende a igualarse con los hombres cuando además se ajusta por gravedad.


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FACTORES DE RIESGO CARDIOVASCULAR Y NIVEL DE RIESGO DE ENFERMEDAD CORONARIA EN DIABETES TIPO 2 CONOCIDA EN EL PAÍS VASCO

J.M. Arteagoitia, M.I. Larrañaga, J.L. Rodríguez, I. Fernández y J.A. Pinies

Vigilancia Epidemiológica. Salud Pública, Departamento Sanidad. Gobierno Vasco, Vitoria-Gasteiz. Vigilancia Epidemiológica. Salud Pública, Departamento de Sanidad. Gobierno Vasco, Donostia-San Sebastián. Vigilancia Epidemiológica. Salud Pública, Departamento de Sanidad. Gobierno Vasco, Bilbao. Endocrinología y Nutrición, Osakidetza-Servico Vasco de Salud, Bilbao.

Objetivos: Conocer los factores de riesgo cardiovascular y calcular el nivel de riesgo de enfermedad coronaria de la diabetes (DM) tipo 2 conocida en Atención Primaria en el País Vasco.

Métodos: Se estudio una muestra de 65651 personas > 24 años atendidas por 61 médicos de AP pertenecientes a la Red de Médicos Vigía del País Vasco. Como casos prevalentes se consideraron los pacientes con DM tipo 2 registrados durante el período del estudio, independientemente de la fecha de diagnóstico. Casos incidente: personas, que no siendo conocidas como diabéticos con anterioridad al 1 de enero del 2000, fueron diagnosticados de diabetes a lo largo del año 2000. El diagnóstico de casos incidentes de DM tipo 2 se basó en los criterios de la ADA y de la OMS. Se registraron diferentes factores de riesgo cardiovascular: índice de masa corporal, actividad física, tabaquismo, hipertensión arterial, colesterol, triglicéridos, HDLc, LDLc y hemoglobina glicosilada (HbA1c). También se valoró el nivel de riesgo coronario según los criterios establecidos por la Second Join Task Force of European and other Societies on Coronary Prevention (European Heart Journal 19:1434-1503, 1998).

Resultados: Casos prevalentes: La edad media de los 3.077 casos fue 68 años, significativamente mayor en las mujeres (p < 0,001) y la duración media de la enfermedad 10 ± 4,5 años. El 60% tenían la HbA1c = > 6,5%, siendo más elevada en las mujeres (p < 0,05). El 85% tenían el LDLc > 100 mg/dl, el 64% colesterol > 200 mg/dl, 15.6% HDLc < 40 mg/dl y 33% trigliceridos > 150 mg/dl. El 79% eran hipertensos, 41,7% obesos, 37% sedentarios y 13% fumadores. Los niveles de colesterol, HTA, obesidad y sedentarismo fueron significativamente más prevalentes en mujeres (p < 0,05). El HDLc bajo y el tabaquismo fueron más frecuentes en los hombres (p < 0,05). El 60% de los hombres tenían un nivel de riesgo de enfermedad coronaria alto o muy alto (riesgo de presentar un evento coronario en 10 años del 20-40% o > 40% respectivamente) frente a un 44% en las mujeres (p < 0,05). Casos incidentes: 285 casos incidentes con una edad media de 64 años, más elevada en las mujeres (p < 0,05). El 46% presentaban elevada la HbA1c, 70% colesterol y LDLc elevados, 34% trigliceridos altos y 19% el HDL bajo. El 83% eran hipertensos, 45,6% obesos, 37% sedentarios y 13% fumadores. La distribución de los factores de riesgo y el nivel de riesgo coronario por sexos fue la misma que en los casos prevalentes.

Conclusiones:1) Tanto los casos prevalentes como los casos recién diagnosticados de DM tipo 2 tenían una alta frecuencia de factores de riesgo cardiovascular. 2) Por primera vez se mide el nivel global de riesgo coronario en pacientes con DM tipo 2 conocida, presentando más del 50% de los mismos un riesgo elevado (20-40%) o muy elevado (> 40%) de presentar un evento coronario a 10 años. Este riesgo fue mayor en hombres tanto en casos prevalentes como en los incidentes.


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DIETA MEDITERRÁNEA Y REDUCCIÓN DEL RIESGO DE UN PRIMER INFARTO DE MIOCARDIO: UN INDICADOR OPERATIVO DE DIETA SALUDABLE

M.A. Martínez-González, E. Fernández-Jarne, M. Serrano-Martínez, A. Marti, J.A. Martínez y J.M. Martín-Moreno

Unidad de Epidemiología y Salud Pública, Departamento de Cardiología y Departamento de Fisiología y Nutrición, Universidad de Navarra; Instituto de Salud "Carlos III", Madrid.

Antecedentes y objetivos: Un ensayo aleatorizado ha objetivado el papel potencial de un patrón de dieta mediterránea en la prevención de complicaciones tras un infarto de miocardio (1). Sin embargo, más allá de diseños ecológicos, hay escasa evidencia cuantitativa acerca del impacto de la dieta mediterránea en la prevención primaria de la enfermedad coronaria. Con este estudio se intenta cuantificar la reducción de riesgo de un primer infarto de miocardio incidente asociada a un patrón de dieta mediterránea.

Métodos: Estudio de casos y controles (171 pacientes que sufrieron un primer infarto de miocardio y 171 controles emparejados). Se utilizó un cuestionario semicuantitativo de frecuencia de consumo (136 ítems) previamente validado (2). Se definió a priori un patrón dietético mediterráneo sumando los quintiles de 6 alimentos considerados protectores: 1) aceite de oliva, 2) fibra, 3) frutas, 4) verduras, 5) pescado y 6) alcohol. Se sumaron también los quintiles (pero puntuados inversamente) de otros dos elementos que se suponen asociados a un mayor riesgo: 7) carne y productos cárnicos y 8) algunos productos con alta carga glicémica (pan blanco, pasta y arroz) (3). Otro indicador se construyó simplemente dicotomizando cada uno de estos 8 elementos.

Resultados: Con ambos modelos de articulación operativa del patrón se observó que una mayor puntuación se asociaba progresivamente a un menor riesgo relativo de infarto de miocardio. Se constató una tendencia lineal significativa después de ajustar por los principales factores de riesgo cardiovascular. Por cada punto adicional en el patrón basado en la suma de quintiles (rango observado: 9 ­ 38) la odds ratio (intervalo de confianza al 95%) fue de 0,92 (0,86 ­ 0,98). Esta estimación fue de 0,55 (0,42 ­ 0,73) cuando se usó el patrón que dicotomizaba cada item (rango observado: 0 ­ 8).

Conclusión: Nuestros datos sugieren que la dieta mediterránea puede ser una medida eficaz para reducir el riesgo de infarto de miocardio en prevención primaria. Sin embargo, este estudio proporciona evidencias que hacen pensar que no se debe atribuir un papel protector dentro de este patrón a los cereales refinados (pan blanco), al arroz o a la pasta que presentan además una carga glicémica elevada (3).

1. De Lorgeril M, et al. Mediterranean diet, traditional risk factors and the rate of cardiovascular complications after myocardial infarction; final report of the Lyon Diet Heart Study. Circulation 99:779-85.

2. Martín-Moreno JM et al. Development and validation of a food frequency questionnaire in Spain. Int J Epidemiol 1993;22:512-9.

3. Liu S, et al. A prospective study of dietary glycemic load, carbohydrate intake, and risk of coronary heart disease in US women. Am J Clin Nutr 2000;71:1455-61.


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HÁBITO DE LA SIESTA Y ENFERMEDAD CARDIOVASCULAR EN LA COHORTE DEL SLEEP HEART HEALTH STUDY (SHHS)

F.J. Nieto

Department of Population Health Sciences, University of Wisconsin, Madison, Wisconsin, EE.UU.

Objetivos: Previos estudios de la relación entre el hábito de la siesta y la enfermedad cardiovascular (ECV) han dado lugar a resultados contradictorios, ocasionalmente sugiriendo un aumento de mortalidad y de ECV asociado con la practica habitual de la siesta. El objetivo de este trabajo fue estudiar si esas inconsistencias previas pueden resultar del hecho de que, además de ser un habito saludable, la practica de la siesta puede también ser un síntoma de mala salud en determinados individuos.

Métodos: La asociación entre frecuencia semanal de siestas (de 5 o más minutos) y la prevalencia de ECV (historia de infarto, angina, accidente cerebrovascular) e hipertensión (HT, PA > = 140/90 mmHg o tratamiento) fue estudiada en 6.000 participantes (40 o más años de edad) en el examen basal del SHHS, un estudio poblacional multicéntrico en EE.UU. En 1.800 participantes también dispusimos de datos de ECV subclínica (espesor de la capa íntima-media de la carótida, IMT; índice tobillo-brazo, ITB). Los análisis estadísticos fueron ajustados y estratificados de acuerdo a posibles variables confusoras, incluyendo edad, sexo, horas de sueño en la noche, presencia de apnea del sueño (medida por polisomnografía), así como síntomas de somnolencia diurna, cansancio habitual, estado general de salud, e índice de masa corporal.

Resultados: Comparados con los que no toman ninguna, los participantes que toman 4-7 siestas por semana tenían una prevalencia elevada de ECV (17,1% vs. 14,3%) e HT (56,7% vs. 51,8%), ambos p < 0,01. Estas diferencias disminuyeron substancialmente después de ajustar por otros factores de riesgo, especialmente después de excluir los individuos con excesiva somnolencia diurna, cansancio habitual y malo/regular estado de salud (las razones ajustadas de prevalencia comparando los que toman y los que no toman siestas fueron 0,95 para ECV y 1,06 para HT). Los análisis de medidas subclínicas (IMT e ITB) no reveló diferencias significativas.

Conclusiones: Estos resultados sugieren que previos estudios mostrando una relación positiva entre el hábito de la siesta y ECV y mortalidad pueden estar seriamente sesgados por causalidad inversa, es decir, la siesta seria un marcador de enfermedad en un subgrupo de los que la practican. El posible efecto beneficios de la siesta como un paliativo del estrés y necesita ser evaluado en estudios prospectivos que controlen cuidadosamente por la presencia de enfermedad clínica y subclínica.


Estudios de mortalidad

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ÁREAS DE ALTO RIESGO DE MORTALIDAD EN ESPAÑA: OBSERVACIÓN DE UN CLUSTER EN EL SUR-OESTE DEL PAÍS

J. Benach, Y. Yasui, J.M. Martínez, C. Borrell, M.I. Pasarín y A. Daponte

Unidad de Investigación en Salud Laboral, Universidat Pompeu Fabra, Barcelona. Public Health Sciences Division, Fred Hutchinson Cancer Research Center, Seattle (EE.UU.). Servicio de Información Sanitaria, Instituto Municipal de Salud Pública, Barcelona. Escuela Andaluza de Salud Pública, Granada.

Antecedentes y objetivos: El análisis geográfico de la mortalidad ha mostrado su utilidad como un valioso instrumento de salud pública para formular hipótesis sobre las causas de enfermedad y muerte, identificar posibles factores de riesgo asociados y ayudar a planificar las políticas socio-sanitarias. El objetivo de este estudio fue describir la distribución geográfica de la mortalidad por todas las causas en 2.218 áreas pequeñas de España e identificar áreas de alto riesgo.

Sujetos y métodos: Análisis transversal de 2.218 áreas pequeñas de España. La mortalidad por todas las causas agregada para un período de nueve años (1987-1995) y la población de referencia (censo de 1991) fue suministrada por el Instituto Nacional de Estadística. Se estimaron los riesgos relativos ajustados por edad para cada sexo a partir de las razones de mortalidad estandarizadas (RME) aplicando un método de estimación empírico bayesiano no-paramétrico para controlar la inestabilidad estadística de las RME en las áreas poco pobladas. Para identificar las áreas de alto riesgo se realizó un test score de Poisson combinado con el valor obtenido para la estimación empírico bayesiana no paramétrica. El exceso de muertes se valoró mediante la diferencia entre los casos observados y esperados.

Resultados: El número total de muertes en España durante el período de nueve años fue de 2.958.041. Las áreas de alto riesgo representaron un 8% (n = 177) y un 10% (n = 219) para hombres y mujeres, respectivamente. Los riesgos relativos estimados para dichas áreas oscilaron de 1,19 a 1,89 (mediana = 1,22) con un exceso anual de mortalidad (EAM) de 5.197 muertes para los hombres, y de 1,19 a 1,61 (mediana = 1,24) con un EAM de 3.602 muertes para las mujeres. La representación cartográfica para las áreas de alto riesgo mostró un claro cluster en la región sur-oeste del país. En los hombres la mitad de la áreas (n = 88) con los niveles de mortalidad más altos se localizaron en Andalucía y una tercera parte (n = 60) en las provincias de Huelva, Sevilla y Cádiz. En las mujeres aproximadamente la mitad de las áreas de alto riesgo (n = 92) se localizaron en Andalucía y un cuarto (n = 56) se concentraron en las tres provincias citadas. Huelva, Sevilla y Cádiz representan un 8% de la población de España y un tercio (2.884 muertes) del EAM para las áreas de alto riesgo. Un 40% de sus zonas para los hombres y un 37% para las mujeres eran áreas de alto riesgo.

Conclusión: La agrupación de las peores áreas de mortalidad en el sur-oeste de España, especialmente en las provincias de Huelva, Sevilla y Cádiz, pone de relieve un problema de salud pública potencialmente muy grave que requiere una investigación epidemiológica más detallada y acción urgente por parte de la administración sanitaria.


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INDICADORES DE MORTALIDAD EN LA PROVINCIA DE ALICANTE (1994-1998). DIFERENCIAS SEGÚN NACIONALIDAD: RESIDENTES NACIONALES VS. RESIDENTES EXTRANJEROS

J. Moncho, I. Melchor, C.G. Senchermes, A. Nolasco, J. Verdú, S. Valero, M.J. Pérez, E. Gandía y T. Romero

Departamento de Salud Pública, Universidad de Alicante, Alicante. Registro de Mortalidad, Conselleria de Sanitat. Generalitat Valenciana, Alicante. Dirección Territorial, Conselleria de Sanitat. Generalitat Valenciana, Alicante.

Antecedentes: En nuestro país, y en particular en la provincia de Alicante, el volumen de población extranjera residente ha venido siendo muy importante. El cálculo de los indicadores de mortalidad sin diferenciar por procedencia de las defunciones ha venido presentando comportamientos de difícil explicación (p. ej. "El Efecto Benidorm"). El objetivo de este trabajo es establecer las diferencias en los riesgos de muerte según nacionalidad para diferentes localizaciones geográficas de la provincia de Alicante, así como establecer, dentro de cada nacionalidad las localizaciones de mayor riesgo de muerte.

Métodos: Se han estudiado 54.606 defunciones (3.853 en extranjeros residentes, 7,1%, y 50.753 en españoles residentes, 92,9%)ocurridas en el período 1994-98 en la provincia de Alicante. La provincia ha sido estructurada según 21 zonas definidas ad hoc teniendo en cuenta el perfil de la población residente extranjera y localización geográfica. Se utilizó la población del padrón de 1996 (IVE). Se calcularon los indicadores de mortalidad habituales.

Resultados: Para el total de causas de muerte, se ha calculado la Razón de Mortalidad Estandarizada (RME) para cada localización geográfica, nacionalidad, y sexo tomando como referencia la mortalidad global de la provincia para ese período. En conjunto para la provincia, tanto en hombres como en mujeres, existe un defecto de mortalidad significativo para residentes extranjeros, mientras que esto no sucede en nacionales. Sin embargo, este resultado es muy variable según las localizaciones geográficas, desde una RME de 206,29 (p < 0,05) en extranjeros y una RME de 101,4 (n.s.) en nacionales, en la zona 9 (Benidorm y Finestrat) en hombres, frente a una RME de 49,39 (p < 0,05) en extranjeros y una RME de 107,42 (n.s.) en nacionales, en la zona 2 (Benitachell, Benisa, Teulada, Jávea) en hombres. En mujeres el comportamiento es similar. Se ha calculado el riesgo relativo de muerte, en cada localización geográfica para cada sexo, de la población extranjera vs. española. En hombres, se observan excesos significativos de riesgo en las zonas 9, 8 (Altea), 11 (Orcheta, Relleu, Villajoyosa) y 17 (Elche, Santa Pola, Crevillente) y en mujeres en las zonas 8, 9, 11 y 6. Se observan defectos significativos para hombres en la 2, 7 y la 21 (Orihuela, Benferri) y en mujeres en la 2 y la 7. Estudiando la primera causa de muerte en extranjeros, Isquémicas del corazón, se observa en hombres un exceso significativo en la mortalidad de éstos en el total de la provincia, RME de 150,1 (p < 0,05), y excesos en las zonas 9, RME de 583,2 (p < 0,05) y 20, RME de 186,7 (p < 0,05), siendo similar el comportamiento en mujeres. Los riesgos relativos de extranjeros vs. españoles para esta causa presentan excesos en las zonas 9 y 20.

Conclusiones: La mortalidad de los residentes extranjeros contribuye notablemente a explicar las diferencias de mortalidad en la provincia. Estos presentan distintos niveles de riesgo respecto de los nacionales según su localización geográfica en la provincia. A la luz de los resultados obtenidos es conveniente sistematizar la vigilancia de la mortalidad según nacionalidad, dado su volumen, y su posible asociación con factores de riesgo diferenciados.


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TENDENCIA TEMPORAL DE LA MORTALIDAD POR CÁNCER DE RIÑÓN EN EUROPA: EFECTOS DE LA EDAD, PERÍODO DE MUERTE Y COHORTE DE NACIMIENTO

N. Pérez-Farinós, G. López-Abente, M. Pollán Santamaría, N. Aragonés Sanz, B. Pérez Gómez, Y. Castán Ruiz, D. Gavrila y J. de la Puente Callejo

Centro Nacional de Epidemiología. Instituto de Salud Carlos III.

Objetivos: Conocer la tendencia temporal de la mortalidad por cáncer de riñón en Europa durante el período 1976-1995, e identificar el efecto de la edad, período de muerte y cohorte de nacimiento en dicha tendencia.

Métodos: El número de defunciones por cáncer de riñón en hombres y mujeres, y las poblaciones por grupos de edad (de 0-4 años hasta 85 y más) se obtuvieron de la base de datos de la Organización Mundial de la Salud. Se calculan tasas específicas de mortalidad ajustadas por edad, en períodos de amplitud de cinco años. Se ajustan modelos log-lineales de Poisson para obtener los riesgos relativos de cada país frente al promedio de los países europeos y la tendencia relativa anual, con sus intervalos de confianza. Se ajustan modelos log-lineales de Poisson para evaluar los efectos de la edad, período de muerte y cohorte de nacimiento, con la solución de Osmond y Gardner.

Resultados: Las tasas de mortalidad por cáncer de riñón en los países estudiados son mayores en los hombres que en las mujeres, sobre todo en los países mediterráneos (Italia, España, Francia, Grecia), siendo menor esta diferencia en los países nórdicos (Dinamarca, Suecia, Finlandia). En hombres, las tasas más altas las presentan Hungría, Austria, Holanda y los países nórdicos (Razón de tasas con respecto al promedio de los países europeos: Hungría: 1,32; Austria: 1,37; Dinamarca: 1,43; Suecia: 1,74); en los países nórdicos, sin embargo, la tendencia de la mortalidad es decreciente (Disminución relativa anual para los países nórdicos: 1%), mientras que en el resto de los países estudiados, con tasas menores, dicha tendencia es creciente. Las tasas más bajas se observan en Bulgaria, Grecia y España, pero estos países presentan los mayores valores de aumento anual en Europa (Aumento relativo anual: Bulgaria: 2,7%; Grecia: 2,3%; España: 3,3%). En las mujeres las tendencias son parecidas a las observadas en los hombres. En cuanto a los efectos de edad-período-cohorte, se ven en los hombres dos patrones diferenciados; por un lado los países en los que la mortalidad es más alta en las cohortes nacidas alrededor de 1930, disminuyendo en las posteriores (Francia, Grecia, Italia, Holanda, Suiza, Reino Unido, países nórdicos), y los países en los que el máximo se sitúa en cohortes cercanas a 1950 y la tendencia posterior aún no está muy clara (Bulgaria, España, Hungría). En mujeres las tendencias están menos definidas, debido al menor número de casos, aunque en algunos países son parecidas a las de los hombres.

Conclusiones: Existen dos patrones en la tendencia de la mortalidad por cáncer de riñón en Europa, uno de tendencia decreciente, visible en los países nórdicos, y otro de tendencia creciente, en los países mediterráneos. Estas variaciones pueden ser debidas a las diferencias en la exposición a factores de riesgo, y en especial al tabaco, puesto que los efectos edad-período-cohorte reflejan cierta similitud en el cáncer de riñón y el cáncer de pulmón.


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TENDENCIAS DE LA MORTALIDAD POR HEPATOPATÍA Y DE LA INCIDENCIA DEL CÁNCER HEPÁTICO EN CATALUNYA

J. Ribes, R. Clèries, J. Galcerán y F.X. Bosch

Institut Català d'Oncologia.

Antecedentes: En el período 1978-92 se han detectado aumentos de la incidencia de cáncer hepático (CH) en países desarrollados como Australia, Francia, Italia y Canadá, y disminuciones en países como China y la India. El aumento de la exposición del virus de la hepatitis C (VHC) en los países desarrollados y la disminución de la exposición del virus de la hepatitis B (VHB) y aflatoxinas en países subdesarrollados podrían explicar estos nuevos patrones. Catalunya es un país de riesgo intermedio para el CH (tasas incidencia ajustadas por edad: 5 por 105 hombres; 2 por 105 mujeres), con una prevalencia poblacional del VHC y VHB del 3% y 1.7% respectivamente. La prevalencia del VHC en los CH es de 90%, y el 85% de los CH asientan en un hígado cirrótico.

Objetivos: Determinar las tendencias de la mortalidad de cirrosis hepática y CH, y de la incidencia de CH en Catalunya para el período 1980-97.

Métodos: Los datos de mortalidad se han obtenido del Registro de Mortalidad de Catalunya y los de incidencia del Registro de Cáncer de Tarragona. Los datos están codificados según la versión 9 de la Clasificación Internacional de Enfermedades, aplicando los tres primeros dígitos "571" en la cirrosis y "155" en el CH. Las tasas han sido estandarizadas con la población estándar mundial mediante el método directo. El análisis estadístico para identificar cambios en las tendencias ha sido la regresión Joinpoint. Este método establece una relación log-lineal entre entre las tasas y los años, detectando los períodos de tiempo dónde las tasas aumentan o disminuyen. El punto que delimita dos períodos de tiempo es el joinpoint y su significación estadística se lleva a cabo mediante métodos de Monte Carlo. Para cada período de tiempo se estima el porcentaje de cambio anual (PCA) y si es estadísticamente significativo.

Resultados:Mortalidad CH: en las mujeres se constata una disminución significativa (PCA = -3.1%) para todos los grupos de edad y en todo el período. En los hombres, se halla una disminución significativa sólo para los menores de 60 años (PCA = -5.5%). Mortalidad por cirrosis: Se detecta a partir de finales de la década de los 80 una disminución significativa de la mortalidad en los dos sexos (PCA hombres: -3,4%; mujeres: -2,9%). Incidencia CH: en los hombres, cuando se detalla los CH según tipo histológico se observa que solo aumenta el "cáncer hepatocelular" y además en los mayores de 45 años (APC: 5,8%). En las mujeres, el aumento hallado de cáncer hepatocelular se debe a un aumento de los diagnósticos con confirmación histológica.

Conclusiones:i) En Catalunya la mortalidad por cirrosis disminuye como ocurre en Europa y Estados Unidos;. ii) La mayor supervivencia de los pacientes cirróticos y la alta tasa de VHC en adultos de más de 55 años puede explicar parte del aumento de la incidencia del CH.


203

VALIDACIÓN DE LA CAUSA BÁSICA DE DEFUNCIÓN CODIFICADA SEGÚN EL MÉTODO AUTOMÁTICO

M.M. Torné, R. Gispert, A. Puigdefàbregas, X. Puig, J. Domènech y C. Borrell

Servei d'Informació i Estudis del Departament de Sanitat i Seguretat Social; Institut Municipal de Salut Pública de Barcelona.

Introducción: En 1996 se implantó en el Registro de Mortalidad de Cataluña un sistema automatizado de codificación de las causas de muerte y de selección de la causa básica de defunción con el objetivo de mejorar la calidad de la información, unificar los criterios de codificación y poder realizar el análisis de las causas múltiples de defunción. El objetivo de este estudio es evaluar la calidad de la codificación automática de las causas básicas de defunción, comparando la causa básica de muerte codificada automáticamente con la codificada manualmente.

Métodos: Los datos proceden del Registro de Mortalidad de Cataluña (codificación automática) y del Instituto Municipal de Salud Pública de Barcelona (codificación manual) y corresponden a las defunciones ocurridas en la ciudad de Barcelona en los años 1996-1998. Se analizan las causas básicas según los 17 y 65 grupos de la CIE-9. Para evaluar previamente la calidad de la codificación manual (gold estándar) se ha analizado el grado de fiabilidad de esta codificación al asignar la causa básica a una misma secuencia de causas múltiples. Se calculan los siguientes indicadores: diferencia de casos entre las dos codificaciones sobre la codificación manual, cociente de la codificación automática sobre la manual descontando los casos coincidentes, índices de concordancia, índices Kappa (intervalos de confianza y contrastes), sensibilidad, especificidad y valores predictivos.

Resultados: La fiabilidad del método de codificación manual es muy elevada, en el 92,7% de los casos con la misma combinación de causas, la causa básica asignada coincide. La concordancia global entre los dos métodos de codificación (manual y automático) es alta, con un índice Kappa global del 0,87. Los grupos de causas que presentan buena concordancia (Kappa > 0,76) son los tumores, las enfermedades endocrinas (y de la nutrición, del metabolismo y la inmunidad), los trastornos mentales, las enfermedades del sistema nervioso y de los sentidos, las enfermedades del aparato respiratorio, del circulatorio, del digestivo y las causas externas. Los grupos de causas con baja concordancia (Kappa ¾ 0,76) son las enfermedades infecciosas y parasitarias, las enfermedades de la sangre y los órganos hematopoyéticos, las enfermedades del aparato genitourinario, las enfermedades del sistema osteomuscular y tejido conectivo y los signos, síntomas y estados mal definidos. El sistema automático favorece determinados grupos: enfermedades infecciosas, trastornos mentales, enfermedades del aparato respiratorio, enfermedades mal definidas y causas externas en detrimento de las enfermedades de los aparatos circulatorio y digestivo y los tumores.

Conclusiones: Los resultados obtenidos muestran que, en términos generales, el grado de coincidencia de los dos métodos de codificación es elevado y por lo tanto la calidad global de los datos es buena. Otros aspectos merecen análisis más específicos, como es la predilección de cada sistema de codificación por algunos grupos de causas.

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