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López-Abente, T. Jiménez, M.Pollán.CentroNacional de Epidemiología. Servicio de Epidemiologíadel Cáncer. Centro Nacional de Epidemiología.Instituto de Salud Carlos III. Madrid.Objetivo: Examinar la tendencia temporal de lamortalidad por cáncer de mama en la Unión Europeadurante el período 1956-1995. Identificar los cambiosasociados al período de muerte y a la cohorte denacimiento.Material ymétodos: Los datos de mortalidad por cáncer demama en mujeres (CIE : 174) y las poblaciones por grupos de edad delos 16 países de la Unión Europea se obtuvieron de labase de datos de la Organización Mundial de la Salud. Elestudio comprende el período 1956 a 1995. Se han calculadolas tasas específicas y las tasas ajustadas por edad(población estándar europea). Analizamos el efecto dela cohorte de nacimiento, de la edad y del año defallecimiento mediante modelos log-lineales de Poisson.Resultados: Dinamarca presenta las tasas ajustadas demortalidad más elevadas 39,28 por 100.000personas-año; siendo Grecia con 22,33 por 100.000 yEspaña con 24,68 por 100.000 los países con tasasmás bajas en el período 1991-1995. La mortalidad porcáncer de mama muestra un patrón geográficosur-norte. Se observa en los modelos un efecto cohorte predominantey común para los países de la región norte ysur de Europa: riesgos crecientes de mortalidad por cáncerde mama en las generaciones nacidas antes de 1910-1920, conestabilización del riesgo en las mujeres nacidas conposterioridad. Grecia y España presentaron aumentos anualesdel 2,5% y del 2,2% respectivamente, de la mortalidad en elperíodo 1956-1995.Conclusiones: La mortalidad por cáncer de mamamuestra un patrón geográfico sur-norte. El riesgo demuerte por cáncer de mama en la Unión Europeapermanece estable para las mujeres nacidas después de1910-20. España y Grecia han presentado los mayoresincrementos de mortalidad por cáncer de mama en las cuatroúltimas décadas.<hr></hr>INCIDENCIAY PREVALENCIA DE ASMA EN EL ESTUDIO DE SEGUIMIENTO ECRHS ENESPAÑAX.Basagaña, J. Sunyer, J. P. Zock, M. Kogevinas, J. M.Antó, I. Huerta, E. Almar, N. Muniozguren, J. L.Sánchez-Ramos.Unitat deRecerca Respiratòria i Ambiental, IMIM. Barcelona.Epidemiología, Dirección General de SaludPública, Oviedo. Epidemiología, Consejeria deSanidad, Delegación de Albacete. Epidemiología,Dirección de Salud de Bizkaia, Bilbao. Unidad Docente deMedicina Familiar y Comunitaria. Hospital Juan RamónJiménez. Huelva.Introducción y objetivo: El asma es una de lasemfermedades crónicas más frecuentes en adultos yniños. La prevalencia de asma parece aumentar en todo elmundo. Existen pocas estimaciones de incidencia de asma, y enEspaña nunca se ha medido. Se pretende medir los cambios enla prevalencia y incidencia de asma en la década de los 90en una muestra aleatoria de adultos en España.Métodos: En 1991, cinco centros españolesparticiparon en el European Community Respiratory Health Study(ECRHS), un estudio multicéntrico transversal enpoblación general de 20 a 44 años. En 1998, un 86% delos sujetos contestaron de nuevo al cuestionario de síntomasrespiratorios ECRHS. Asma en la actualidad fue definida como habertenido un ataque de asma o haber tomado alguna medicaciónpara el asma en los últimos 12 meses. Haber tenido asma fuedefinido como una respuesta positiva a la pregunta tiene o hatenido alguna vez asma.Resultados: En los 1646 sujetos que respondieron los doscuestionarios, la prevalencia de asma en la actualidad fue de 1,6%en 1991 y de 3,2% en 1998, siendo un 1,2% los sujetos con asma enlos dos periodos. Ciento cuatro sujetos (6,3%) reportaron habertenido alguna vez asma, 28 de los cuales tuvieron el primer ataqueposterior a 1991. La incidencia de asma a partir de 1991 fue de2,28 (IC95%: 1,57-3,30) por 1.000 personas año. Por sexos,la incidencia fue de 3,08% (IC95%: 1,99-4,78) en hombres y de 1.37(IC95%: 0,69-2,75) en mujeres. No se observaron diferencias porgrupos de edad.Conclusiones: La mitad de individuos que reportan habertenido asma tienen asma en la actualidad, y la mayoría deindividuos con síntomas en 1991 los tiene también en1998. La incidencia de asma en adultos en España es similara la de otros paises con mayor prevalencia.<hr></hr>EL ESTUDIODE SEGUIMIENTO DE LA ENCUESTA DE SALUD DE CATALUÑA (ESTUDIOCOHESCA): DESCRIPCION DE LA COHORTE Y SEGUIMIENTO DE LAMORTALIDADG.Pérez, E. Fernández, M. A. Barés, A.Schiaffino, C. Rius, M. Garcia.Departamentde Sanitat i Seguretat Social; Institut Univ. de SalutPública de Catalunya.Objetivo: Presentar las características generales(constitución, fuentes de información y primeraconexión de registros) del Estudio de Seguimiento de laEncuesta de Salud de Cataluña (Estudio COHESCA).Material ymétodos: El Estudio COHESCA tiene por objetivo analizarla mortalidad en una cohorte representativa de la poblaciónno institucionalizada de Cataluña. Esta cohorte estáformada por los 15.000 personas no institucionalizadasentrevistadas en la Encuesta de Salud de Cataluña (ESCA) de1994, de las que se ha realizado un seguimiento confidencial delestado vital mediante el Registro de Mortalidad de Cataluña.El cuestionario utilizado en la ESCA incluyó lainformación habitual en encuestas de salud:información socio-demográfica, sobre el estado desalud percibido y comorbilidad (trastornos crónicos,restricción de actividad,...), sobre estilos de vida(hábito tabáquico, consumo de alcohólico,actividad física), sobre utilización de servicios(visitas a profesionales sanitarios, hospitalización, ...) ysatisfacción con los servicios sanitarios. Lainclusión en la cohorte se corresponde con la fecha de laentrevista durante el año 1994, con seguimiento hasta lafecha de fallecimiento o de censura, con fecha máxima de lamisma a 31/12/1997 (última actualización del Registrode Mortalidad). A partir del nombre, apellidos y fecha denacimiento (disociado del resto de información de la ESCA),se ha realizado una conexión informatizada basada en unalgoritmo con el Registro de Mortalidad. Todo este proceso hacontado con la aprobación de la Comisión Asesora parael Tratamiento de la Información Confidencial delDepartmento de Sanidad y Seguirdad Social.Resultados: De los 15.000 participantes en la ESCA seexcluyeron los 3.296 menor de 18 años, puesto que notenían identificadores personales debido al tipo de muestreoutilizado en este grupo de edad (a partir de un mayor de edadcensado). De los 11.704 individuos seguidos durante un periodo de 4años, se contabilizaron 459 fallecimientos, tras laconexión de registros y la correspondiente revisiónmanual (2 participantes fueron excluidos por incongruencias en lasfechas de entrevista o de otros datos). El tiempo medio seseguimiento fue de 23,3 meses en los individuos fallecidos y de42,7 meses en los censurados. La proporción de mujeres fuedel 54,6 y 48,2%, la edad media de 72,3 y 46,4 años y 90,3 y66,1% tenían estudios primarios o inferiores, en losfallecidos y censurados, respectivamente.Conclusiones: Estos resultados muestran como un estudiotransversal diseñado principalmente para laevaluación y la planificación sanitaria puede deveniruna cohorte representativa de la población general. Aunquefrecuentes en otros contextos, esta es la primera cohorte de estetamaño y características constituida en nuestropaís.Estudioparcialmente financiado por el Fondo de InvestigaciónSanitaria (FIS 98/0053-01)<hr></hr>COMPARACIÓN DE MÉTODOS DE ENCUESTA:TELÉFONO Y CORREO EN EL SEGUIMIENTO DE LA COHORTE DEAFECTADOS POR EL SÍNDROME DEL ACEITETÓXICOC. Franco,I. Abaitua, P. de Andrés, M. Posada.Centro deInvestigación sobre el Síndrome del AceiteTóxico (CISAT). Instituto de Salud Carlos III.Madrid.Antecedentes y objetivo: Desde hace 8 años seviene realizando un seguimiento anual de la cohorte de afectadospor el síndrome del aceite tóxico (SAT) para evaluarsu estatus vital (vivo o muerto) (1). Para ello se emplea elmétodo de entrevista por carta y/o telefónica enfunción del tipo de afectado obteniendose un 100% decuestionarios resueltos. Se ha hecho una evaluacióneconómica de este proceso considerando los costes de correo,los telefónicos en función del tipo de llamada(local, provincial, interprovincial, etc.) y gastos depersonal.Con elobjetivo de abaratar los costes se han evaluado 2hipótesis:-- ¿Esmás barato realizar el estudio con un método deentrevista sólo telefónico?-- ¿Esmás barato utilizar el método telefónicosólo para la zona de llamadas locales y continuar con elsistema actual en el resto?Métodos: Evaluación económica delas hipótesis anteriores considerando los costestelefónicos, de correo y salariales en función deltiempo estimado para completar el proceso asumiendo que loscuestionarios resueltos por correo se resolverían porteléfono empleándose en ello el mismo tiempo y costeque los resueltos por teléfono en el procesoactual.Se harealizado un análisis de sensibilidad para ver laevolución del coste, para cada una de las hipótesispropuestas, cuando varíe el porcentaje de respuesta porcorreo.Resultados: Excluyendo los costes salariales, los 2procesos alternativos (hipótesis 1: entrevista sólotelefónica; hipótesis 2: teléfono sólopara llamadas locales y el resto como el proceso actual) resultanmás baratos (19 y 7%, respectivamente). Sin embargo,requieren más tiempo de personal y por tanto un mayor costesalarial (11 y 6% respectivamente), de tal manera que el costetotal de los dos métodos alternativos resultan máscaros respecto del proceso actual (7 y 4%,respectivamente).Tras elanálisis de sensibilidad se ha comprobado que si larespuesta por correo disminuyera en torno al 45% resultaríamás barato al método de entrevista sólotelefónica.Conclusiones: El método actual de contacto anualcon la cohorte de afectados por SAT resulta más barato quelos de entrevista sólo telefónica y el que aplica unsistema u otro dependiendo de si pertenece al área dellamadas locales o no. Sin embargo, si empeorase el índicede respuesta por correo en un 45%, el sistema de contacto de lacohorte de afectados por SAT actual no sería eficiente,pudiendo abaratar costes si se hiciera sólo porteléfono.1. AbaituaBorda I, et al. Int J Epidemiol 1998;27:1057-63.<hr></hr>ELINTERVALO DE SEROCONVERSION EN LAS COHORTES SEROINCIDENTES FRENTEAL VIH DEL PROYECTO GEMES. CARACTERISTICAS Y EFECTOS EN LAPROGRESION DE LA INFECCIONS.Pérez Hoyos.Grupo deEstudio Multicéntrico Español de Seroconvertores alVIH (GEMES).Antecedentes: La aparición de una enfermedadaguda en la seroconversión al VIH puede estar asociada enuna evolución más rápida a SIDA y muerte. Enlas cohortes de seroconvertores como las del projecto GEMES(investigación multicéntrica española sobre lahistoria natural de la enfermedad por VIH a partir de cohortes depersonas con fecha de seroconversión bien documentada), lafecha de seroconversión se obtiene en la mayoría delos casos como el punto medio entre una visita con test VIH- y lasiguiente visita VIH+. Se puede suponer que aquellos que tienen unaenfermedad aguda de seroconversión volveran antes aefectuarse una prueba serológica y por tanto puede haber unainfluencia de la amplitud de los intervalos deseroconversión en la progresión de lainfección. El objetivo de la presente comunicación esdescribir las características del intervalo deseroconversión y su impacto en la progresión a SIDA ymuerte de las cohortesMétodos: Se dispone de los seroconvertorespertenecientes a las cohortes de seroincidentes del proyecto GEMESpara los que se dispone del intervalo de seroconversion entre unavisita VIH y una visita VIH+. Se efectua un análisisdescriptivo del intervalo en función de la cohorte,año de seroconversión, sexo, edad en laseroconversión. Se comparan los resultados con ANOVAS yT-test utilizando como respuesta el logaritmo de la amplitud delintervalo en días. Así mismo se analiza la influenciade la amplitud del intervalo en el periodo de incubación aSIDA y de la supervivencia. El final del seguimiento secerró en diciembre de 1996Resultados: De los 1.054 seroconversores 701 disponiande una visita con VIH+ y VIH y seroconvirtieron antes dediciembre de 1996. La mayoría de los casos no analizadoscorrespondían a hemofílicos para los que no sedisponia de prueba VIH. La media geométrica delintervalo de seroconversion se situa en 405 días y lamediana en 426 días. El 1,5% tienen un periodo deseroconversión inferior a 6 semanas. Al analizar lasdiferencias por cohorte se observa que las cohortes provenientes decentros asistenciales tienen menor intervalo. Hay un ligeroincremento de la amplitud a medida que aumenta el año deseroconversión y no hay diferencias por edad y sexo. Encuanto al efecto sobre la progresión al VIH no se encuentrandiferencias en el periodo de incubación del VIH y de lasupervivencia desde la seroconversión. Al categorizar elintervalo en menos de 6 semanas, de 6 semanas a 6 meses ymás de 6 meses tampoco se encontraron diferenciasConclusiones: En las cohortes de seroconvertores delproyecto GEMES, si bien existen diferencias en los tiempos entrelas visitas VIH y VIH+ utilizadas para estimar el instante deseroconversión, no parece que afecten al período deincubación y supervivencia.<hr></hr>EL ESTUDIODE SEGUIMIENTO DE LA ENCUESTA DE SALUD DE CORNELLÀ (ES.ESC):CONSTITUCIÓN DE LA COHORTE Y SEGUIMIENTO A LOS 6AÑOSM. Garcia,A. Schiaffino, E. Fernández, M. Martí, F.Sáez, J. M. Borràs, A. Segura.InstitutUniversitari de Salut Pública de Catalunya. Ajuntament deCornellà del Llobregat. Institut Catalàd'Oncologia.Antecedentes y objetivo: El seguimiento de la mortalidady la incidencia por cáncer y enfermedades cardiovascularesen una muestra representativa de la población general,entrevistada personalmente puede aportar información valiosatanto desde el punto de vista epidemiológico como de lasalud pública y la organización de los serviciossanitarios. El objetivo de este trabajo fue describir lascaracterísticas de la cohorte constituida a partir de laEncuesta de Salud de Cornellà de Llobregat de 1994 tras elprimer seguimiento (abril 2000) mediante la conexióninformatizada con el Padrón Municipal deHabitantes.Métodos: La inclusión en la cohorte secorresponde con la fecha de la entrevista durante el año1994, con seguimiento hasta la fecha de fallecimiento o de censura(19/4/00). La conexión preliminar de ficheros paraactualizar la información sociodemográficabásica de las 2.500 personas (1.263 mujeres y 1.237 hombres)entrevistadas en la Encuesta de Salud de Cornellà de 1994 serealizó usando el método determinista, a partir delnombre y los dos apellidos de los participantes. Mediante estemétodo, los registros se aparean sólo si coincidentodas las variables escogidas. Se comprobó ladistribución aleatoria, entre los sujetos localizados y losno localizados, de la edad, el sexo, el nivel de estudios, la clasesocial, el hábito tabáquico, el consumo de alcohol yla actividad física mediante comparación deproporciones.Resultados: De los 2.500 registros se localizaron 1.830(73,2%) tras la conexión inicial. De éstos, 47 (1,9%)habían fallecido, 146 (5,8%) habían emigrado a otraspoblaciones, 126 (5,0%) no habían renovado el últimopadrón municipal, aunque no se habían dado de baja, y1.511 (60,4%) seguían residiendo en el municipio. En 195(12,9%) de los residentes de Cornellà, además, seconstató un cambio de domicilio. No se observarondiferencias estadísticamente significativas en ladistribución de las variables estudiadas entre los sujetoslocalizados y no localizados.Conclusiones: A pesar de la relativa sencillez delmétodo utilizado para la conexión, cabe destacar quese ha localizado casi a un 75% de la cohorte de incepción.Además, la distribución de las variablessociodemográficas y de estilos de vida fue aleatoria, demanera que se puede descartar un posible sesgo de selecciónen la identificación de los participantes debido almétodo utilizado. Esta conexión inicial seoptimizará aplicando el método probabilísticoen los 670 casos no localizados para maximizar el seguimiento quese realizará a los 6 años de la encuesta basalmediante una entrevista estructurada telefónica y/opostal.Estudioparcialmente financiado por el Fondo de InvestigaciónSanitaria (FIS 98/0053-02)<hr></hr>SEGUIMIENTO DE UNA COHORTE DE NACIMIENTO DE GRANDESPREMATUROS: PÉRDIDAS A LOS 2 AÑOSJ. de laCruz, C. R. Pallás, M. López, P. Ferrando, J. M.Serrano.Unidad deInvestigación-Epidemiología Clínica. Serviciode Neonatología. Hospital 12 de Octubre. Madrid.Antecedentes: Más del 1% de todos los nacidosvivos tiene un peso al nacer inferior a 1.500 g. La mitad de losniños con diagnóstico de parálisis cerebralpertenece a este grupo de peso al nacer. En los estudios deseguimiento de grandes prematuros la proporción depérdidas aumenta con la duración delseguimiento.Objetivo: 1) describir las pérdidas a los dosaños de seguimiento y la proporción de niñoslocalizados ulteriormente con una estrategia específica, y2) estimar la frecuencia de secuelas del desarrollo en los que hansido seguidos facilmente hasta los dos años y en los que hanrequerido para su valoración un esfuerzoañadido.Métodos: Todos los nacidos vivos durante losaños 1991-97 con peso menor de 1.500 g que ingresaron en elServicio de Neonatología-Hospital 12 de Octubre constituyenla cohorte de nacimiento de este estudio. Se define una subcohorte conbase geográfica (Área 11 de la CAM) constituida porel 40% de la muestra. Al alta hospitalaria se propuso laparticipación en un programa de seguimiento. A los dosaños de edad se valoró supervivencia,diagnóstico de parálisis cerebral, visión,audición, retraso del desarrollo. Se estableció unaestrategia para localizar los niños que no habíansido seguidos hasta los dos años (documentaciónclínica, asistentes sociales, centros de atencióntemprana, registros). Se obtuvo información con uncuestionario estandarizado administrado por teléfono acercade la presencia de parálisis cerebral moderada o grave y dealteraciones graves de la visión y audición; sepropuso una consulta para valorar al niño y reanudar elseguimiento.Resultados: De 601 niños nacidos vivos, el 76%sobrevivió y fué dado de alta. Inició elprograma de seguimiento el 93% (427/457) y se valoró a losdos años al 85,5% (365/427): 3 fallecieron despuésdel alta y se diagnosticó de parálisis cerebralmoderada o grave a 6,9% (25/362). Se intentó localizar al14,5% (62/427) que empezó el seguimiento y no estabadisponible a los dos años: se consiguió valorar a61,2% (38/62) por cuestionario y se atribuyóparálisis cerebral moderada o grave a 23,7% (9/38). Entrelos que no iniciaron el seguimiento se localizó al 50%(15/30): 1 había fallecido y 21,4% (3/14) teníaparálisis cerebral moderada o grave.Conclusiones: Con una estrategia específica se hapodido localizar a más del 60% de los que se perdieron desdeel inicio del seguimiento dejando la proporción depérdidas en 5,5% a los dos años. Asumir que el riesgode parálisis cerebral moderada o grave es similar en los quese ha seguido facilmente hasta los dos años y en los que sehan perdido puede reducir la tasa en un tercio.<hr></hr>PUBLICACIÓN DE LOS ENSAYOS CLÍNICOSAUTORIZADOS LEGALMENTE EN ESPAÑAF.García López*, C. Avendaño Solá**, A.Cuñado Barrio*, X. Bonfill Cosp***.*Epidemiología Clínica. **FarmacologíaClínica. Clínica Puerta de Hierro. Madrid. ***CentroCochrane Español. Sabadell (Barcelona).Antecedentes y objetivo: Los ensayos clínicosautorizados legalmente constituyen una parte importante de lainvestigación clínica que se efectúa enEspaña. Se desconoce su importancia en la produccióncientífica. Este estudio pretende conocer el grado definalización y de publicación consiguiente en laliteratura médica de dichos ensayosclínicos.Métodos: Estudio observacional, de cohortesretrospectivo, de todos los ensayos clínicos registrados yaprobados por la Subdirección General de Evaluaciónde Medicamentos de la Dirección General de Farmacia delMinisterio de Sanidad en el segundo trimestre de 1990 y el primerode 1991. La información sobre las características delensayo (aprobación, título, promotor, investigadorprincipal, tamaño de la muestra, caráctermulticéntrico, grupos en estudio) se obtuvo del Registro dela Subdirección. La información de si el ensayo sehabía completado y, en su caso, publicado se obtuvo de lospromotores. Se consideró publicación todoartículo aparecido en una revista indizada en MEDLINE oEMBASE hasta 1998. La comercialización de fármacos severificó en la base de datos del Colegio deFarmacéuticos. En total, había 366 ensayos, de losque 38 fueron anulados o denegados y 3 registros estabandesaparecidos, con lo que había 325 ensayos válidosde 107 promotores y el 93% de los ensayos estaban promovidos por laindustria farmacéutica.Resultados: Se obtuvo contestación de 90promotores (84%), que representaban 293 ensayos, el 91% del total.De ellos, 205 (70%) finalizaron (intervalo de confianza del 95%:64-75%), y de estos finalizados se publicaron 58 (28%, 22-35%). Conrespecto al total de ensayos aprobados, finalizados o no, elporcentaje de publicación fue del 20% (15-25%). Sepublicaron con mayor frecuencia los ensayos multinacionales [riesgorelativo (RR): 2,3 (1,5-3,7)], los de diseño enmascarado[RR: 2,3 (1,1-4,6)] y los que planeaban reclutar a más de200 sujetos [RR: 1,8 (1,1-3,0)]. Los ensayos controlados seterminaron con mayor frecuencia que los que no tenían grupocontrol [riesgo relativo (RR): 1,37; 1,03-1,82]. El 75% de losfármacos estudiados ya están comercializados enEspaña.Conclusiones: La mayor parte de los ensayosclínicos que se autorizan en España no se publican,pese a que, en su mayoría, estudian fármacos queacaban registrándose. La falta de difusión de losresultados de los ensayos sustrae información importante alas comunidades clínica y científica e induceposibles sesgos de publicación en revisionessistemáticas. La publicación parece ser mayor en losensayos con mejores criterios de calidad. Además, una buenaparte de los ensayos no se terminan.<hr></hr>EVALUACIÓN DE LOS TRATAMIENTOS CON METADONA ENANDALUCÍA. RESULTADOS DEL ESTUDIO PILOTOJ. C.March, C. Aceijas, P. Carrasco, A. Domingo, D.Rivas.EscuelaAndaluza de Salud Pública (EASP). Granada.Objetivo: El proyecto ETMA* tiene pretende evaluar elestado y funcionamiento de los tratamientos con metadona enAndalucía. En esta comunicación se presentan losresultados obtenidos, en términos de retención entratamiento, en el estudio piloto realizado durante octubre de1.999.Métodos: El pilotaje se realizó en los CentrosProvinciales de Drogodependencias de Jaén, Granada yAlmería sobre una muestra de 20 historias clínicas encada uno (n=60). El periodo revisado fue de 18 meses.Seanalizó el perfil de la muestra y se compararon suscaracterísticas (test X2 o ANOVA de un factor segúntipo de dato) en función del centro de procedencia paraasegurar la adecuación de su tratamiento global en laestimación de la supervivencia. Las muestras se consideraronhomogéneas si, para las variables consideradas, no sealcanzaban diferencias estadísticamente significativas (p< 0,05). La tasa de retención fue estudiada mediante elmétodo de Kaplan-Meier.Seconstruyó una primera curva de supervivencia donde para laclasificación de las de las diferentes situaciones en lasque podían estar los sujetos al final del periodo deobservación se utilizó el criterio de considerar como«éxito» pacientes que seguían entratamiento al final del periodo de observación, altasterapéuticas, altas por desintoxicación,fallecimientos, encarcelamientos y derivaciones y como«fracasos» a aquellos que produjeron altas voluntarias,abandonos y exclusiones.La segundacurva se construyó en base a criterios más estrictosdonde sólo se consideraron como casos censurados aquellospacientes que llegaron al final del tiempo total deobservación.Resultados: Las dos únicas variables en las quelas muestras resultaron ser diferentes con una significaciónp < 0,05 fueron la vía de administración (p =0,000) y el estado ante la hepatitis C (p = 0,02) por lo que seposibilitaba la utilización global de todos los datos en elanálisis de supervivencia.Las curvas desupervivencias obtenidas muestran unas retenciones diferentes enfunción de los criterios de definición de casos oeventos utilizado. Así, con el primer método apareceuna tasa de retención del 75% mientras que con el segundoésta es del 53,33%.Conclusiones: Las tasas de retención obtenidas seconsideran positivas. Sin embargo, las diferencias encontradascuando se varian los criterios de definición de eventos ocensurados alertan sobre el interés de la correctadefinición de ambos habida cuenta de lasobreestimación que puede emerger según la laxitud delos mismos.*Financiadopor el Comisionado Andaluz para la Droga y coordinado desde laEscuela Andaluza de Salud Pública (EASP).<hr></hr>ANALISISDE PRENSA SOBRE HEROÍNA A PARTIR DE UN ENSAYOCLÍNICOM. Romero,J. C. March, P. Amorós.EscuelaAndaluza de Salud Pública (EASP). Granada.Antecedentes y objetivo: La presentación porparte de la EASP y la Consejeria de Asuntos Sociales de la Junta deAndalucía, ante la Agencia Española del Medicamento,de un ensayo clínico que estudiara la bondad de laheroína para el tratamiento de adictos a éstasustancia, inició un debate en los medios decomunicación no exento de una gran controversia. Ello nossugirió investigar el contenido y la evolución quedichas noticias habian tenido en el período y medios decomunicación analizados.Métodos: Análisis descriptivo sobre unamuestra de noticias con el descriptor «heroína»y «ensayo clínico PEPSA» extraídos de labase de datos PRENSANET y propia, aparecidos entre el 31/10/97 y el31/10/99. Se trabajó con 7 diarios de alcance nacional, 6locales y 2 publicaciones semanales. El total de artículosanalizados fue de 487. Para facilitar la evaluación de lainformación, se diferenció entre los MEDIOS dondehabian aparecido las noticias y el MENSAJE que sobre laheroína y el ensayo presentado habian dado los mismos. Seconsideró de interés diferenciar las noticias que afavor o en contra del ensayo clínico habian publicado losmedios de comunicación o los firmantes de las mismas y superfil.Para suanálisis, las piezas se diferenciaron según:ámbitos sociales que dieron covertura a las mismas(sanitario, delictivo, información política,electoral, etc.), actores de la noticia (periodistas, profesionalese investigadores, políticos regionales o nacionales,organismos, etc.), evolución temporal del número ycaracterísticas de las noticias.Resultados: El total de noticias sobre la heroínaanalizadas fue de 487. Según TEMAS, de ellas el 47% eranpoliciales (tráfico y detenciones), 40% sobre tratamientos,5% socio-sanitarias, 5% consumo, 1% despenalización y 2%otras. Del 40% sobre Tratamientos, el 87% trata exclusivamente laheroína y de este 87%, el 60% sólo menciona el ensayoandaluz, el 8% trata la metadona como opción de tratamientoy el 5% otros entre los que mencionan la terapia libre dedrogas.Respecto alos agentes origen de la noticia, el 70% son políticos, el21% expertos y el 9% jueces-iglesia-iniciativa social.Entre lospolíticos (70% de las noticias), el 42% proceden de noticiasdadas por el gobierno andaluz, el 40% por el gobierno central, 9%por otros partidos políticos y el 9% de políticosextranjeros. La evolución de las noticias aparecidas con elensayo clínico como fondo, sigue una progresión yregresión más policial quecientífico.Las opinionesque les merecen el ensayo de heroína a los diversos agentessociales divididas entre A FAVOR-EN CONTRA: profesionales, 30-13;gobierno central, 19-39; gobierno andaluz, 53-4; sociedad, 3-3;prolíticos internac., 12-6, etc.Conclusiones: Las opiniones de expertos por explicar lanaturaleza del ensayo se han visto anuladas. Se ha transmitido laidea que más que un ensayo clínico era ladespenalización de una sustancia prohibida. Lainformación que sobre el ensayo clínico PEPSA se hanpublicado, con excepciones, ha sido favorable al mismo.<hr></hr>SESIONCOMUNICACIONES CARTEL 2Epidemiología ambiental/epidemiologíalaboralModeradores: Antonio Daponte y Francisco Vizoso<hr></hr>VARIACIONES GEOGRÁFICAS DE LA INCIDENCIA DECÁNCER DE MAMA EN LA PROVINCIA DE GRANADA Y SUASOCIACIÓN CON VARIABLESSOCIOECONÓMICASR.Ocaña-Riola, P. Gutiérrez-Cuadra, C.Martínez-García, M. J. Sánchez-Pérez,J. Rosell-Pradas, E. Sánchez-Cantalejo, M.Bobenrieth-Astete.EscuelaAndaluza de Salud Pública. Granada.Antecedentes y objetivo: Dentro de los tumores femeninosel cáncer de mama es uno de los más frecuentes entrelas mujeres. Algunos estudios han constatado la asociaciónde una mayor incidencia de cáncer de mama con los grupossocioeconómicos más desarrollados, así comocon factores dietéticos, hormonales y genéticos,existiendo variaciones importantes entre paises e incluso entrepequeñas áreas geográficas de una mismapoblación. El objetivo de este estudio es describir lasvariaciones geográficas de la incidencia de cáncer demama entre los municipios de la provincia de Granada durante elperiodo 1985-1995 y estudiar su relación con factoressocioeconómicos.Métodos: Estudio ecológico donde la unidadde análisis es el municipio. Se recogióinformación de 2.000 casos incidentes de cáncer demama registrados en el Registro de Cáncer de Granada duranteel período 1985-1995. La variable respuesta fue elnúmero de casos diagnosticados y como variables predictorasse utilizaron la renta per capita, el nivel relativo deactividad (NRAC) y un índice de pobreza elaborado a partirde la tasa de desempleo, tasa de analfabetismo y número deturismos por 100 habitantes de cada municipio. Para elanálisis geográfico se calculó la Razónde Incidencia Estandarizada (RIE) tomando como referencia lapoblación de la provincia de Granada en 1991. Lamodelización y suavizado de la RIE se realizómediante un modelo bayesiano mixto utilizando WinBUGS. La RIE y RIEsuavizada fueron representadas en mapas geográficos medianteMapInfo. Para el estudio de la asociación entre laincidencia de cáncer de mama y los factoressocioeconómicos del municipio se utilizó un ModeloAditivo Generalizado (GAM) estimado mediante«Quasi-likelihood» con función nexologarítmica y varianza igual a la media.Resultados: Se encontraron diferenciasgeográficas entre los municipios de Granada en cuanto a lastasas de incidencia estandarizadas. Las tasas más altasfueron observadas en la costa de la provincia así comoalrededor de la capital. Se encontró una asociaciónentre el nivel económico del municipio y la incidencia decáncer de mama, siendo los municipios de mayor renta percapita los que presentaron una mayor incidencia.Conclusiones: Existen diferencias geográficas enla incidencia de cáncer de mama entre los municipios de laprovincia de Granada explicadas en parte por el niveleconómico del municipio. Los resultados obtenidosconstituyen un primer paso para el estudio de factores de riesgoasociados a esta enfermedad en la provincia de Granada.<hr></hr>RIESGO DEHOSPITALIZACIÓN EN FUNCIÓN DE LA CONTAMINACIÓNATMOSFÉRICA EN EL ÁREA DE TORRELAVEGA(CANTABRIA)J. Llorca,A. Salas Martínez, D. Prieto Salceda, C. FariñasÁlvarez, M. Delgado Rodríguez.Cátedra de Medicina Preventiva y Salud Pública.Facultad de Medicina. Universidad de Cantabria. Cátedra deMedicina Preventiva y Salud Pública. Universidad deJaén.Antecedentes: La relación entrecontaminación atmosférica y enfermedades ha sidoestudiada repetidamente. En Europa, el estudio más relevantepuede ser el proyecto APHEA sobre efectos a corto plazo de lacontaminación. En España, el proyecto EMECAM haestudiado la relación de la contaminación con lamortalidad en quince ciudades. En este trabajo se analiza el efectode diferentes contaminantes atmosféricos sobre los ingresosa corto plazo por causa cardíaca o respiratoria en elárea sanitaria de Torrelavega (Cantabria); ésta es unárea industrial, de tamaño reducido (60.000habitantes).Métodos: Se han recogido los datos diarios decontaminación por dióxido de azufre, sulfuro dehidrógeno,partículas totales y óxidos denitrógeno, y los datos diarios de ingresos por caussacardíaca o respiratoria. Los datos han sido analizados porregresión de Poisson, empleando una metodologíasimilar a la del proyecto EMECAM (incluyendo retornos y funcionessinusoidales para el control de los comportamientoscíclicos). Como posibles factores de confusión se hanconsiderado las variables meteorológicas y el númerode casos de gripe.Resultados: La media de ingresos diarios fue de 12,5 condesviación estándar de 4,7. De ellos, 7,6 ±3,5 fueron de causa cardíaca y 4,9 ± 2,6 de causarespiratoria. El dióxido de nitrógeno provoca unaumento del riesgo de ingreso cardiorrespiratorio (riesgo relativo1,2; p = 0,01); este resultado se repite por separado en varones(riesgo relativo = 1,24) y mujeres (riesgo relativo = 1,7). Elefecto del dióxido de nitrógeno fue másimportante para los ingresos respiratorios (riesgo relativo = 1,7)que para los de causa cardíaca (riesgo relativo = 1,1). Elresto de los contaminantes no se asociaron con los ingresos en elanálisis ajustado.Conclusiones: El dióxido de nitrógeno esel contaminante más asociado con los ingresoscardiorrespiratorios en Torrelavega.<hr></hr>ANÁLISIS COMBINADO DE LOS EFECTOS A CORTO PLAZO DELDIÓXIDO DE AZUFRE EN LAS 14 CIUDADES DEL PROYECTOEMECAMF.Ballester, M. Sáez, S. Pérez-Hoyos, J. B. Bellido, F.Arribas, M. Taracido, M. E. Alonso, J. M. Ordóñez, I.Aguinaga, A. Daponte, J. J. Guillén, M. J.Pérez-Boíllos, A. Cañada, A. Tobías, C.Saurina, J. M. Tenías y grupo EMECAM.EscolaValenciana de Estudis per a la Salut-EVES y centrosEMECAM.Objetivo: El objetivo de este trabajo es presentar elanálisis combinado de la asociación a corto plazoentre dióxido de azufre (SO2) y mortalidad en las 14ciudades participantes en el proyecto EMECAM.Métodos: La variable respuesta utilizada fue elnúmero de defunciones diarias entre los residentes de cadaciudad en el estudio por las causas siguientes: todas las causasexcluyendo las externas, enfermedades del aparato circulatorio yenfernedades respiratorias. Se estimó, alternativamente, laasociación entre los niveles diarios de SO2 (SO2-24 h) y losniveles máximos horarios de SO2 (SO2-1 h) con la mortalidad.Los valores de SO2-1 h solo se dispusieron en 6 de las ciudades. Seexaminó el posible efecto retardado de lacontaminación hasta tres días después de laexposición. Como variables de control se incluyeronvariables temporales, variables meteorológicas y laincidencia de gripe. Los estimadores combinados se obtuvieron comolas medias ponderadas de los coeficientes obtenidos en cada ciudad,utilizando pesos inversamente proporcionales a las varianzaslocales (modelo de efectos fijos). Si se encontróheterogeneidad significativa entre las estimaciones locales seutilizó también un modelo de efectos aleatorios.Cuando se obtuvieron valores de p por debajo de 0,20 en el testchi2 de heterogeneidad se calcularon los estimadorescombinados bajo ambos modelos. Se calcularon los riesgos relativos(RR) de morir y su intervalo de confianza al 95% (IC95%) porincremento en 10 ug/m3 en los niveles delcontaminante.Resultados: Para el SO2-24 h se obtuvieron losresultados más consistentes con el promedio de los retardosdel mismo día y el día anterior. Para el grupo detodas las causas el RR fue de 1,003 (IC95%: 1,000-1,006). En elcaso de las enfermedades del aparato circulatorio el RR fue de1,002 (IC95%: 0,996-1,009) y en las enfermedades respiratorias de1.006 (IC95%: 0,996-1,017). En el caso del SO2-1 h los resultadosfueron más consistentes cuando se utilizaron los valores delmismo día. En el grupo de todas las causas se observócierta heterogeneidad (p = 0,11) por lo que se calculó el RRsegún el modelo de efectos aleatorios 1,001 (IC95%:1,000-1,003) y según el modelo de efectos fijos 1,002(IC95%: 1,001-1,003). Para las enfermedades del aparatocirculatorio el meta-análisis proporcionó un RRcombinado de 1,002 (IC95%: 1,000-1,004) y de 1,005 (IC95%:1,001-1,009) en el caso de las enfermedadesrespiratorias.Conclusiones: Se ha encontrado una asociación enel corto plazo entre la mortalidad y los niveles de SO2 en elconjunto de las ciudades participantes. Esta asociación esmás clara con los picos en las concentraciones decontaminante (SO2-1 h) y, por otro lado, de mayor magnitud con lasenfermedades respiratorias.<hr></hr>ESTUDIO DELA INTERACCIÓN ENTRE EXPOSICIÓN AL RADÓNDOMÉSTICO Y CONSUMO DE TABACO EN LA APARICIÓN DE LOSDIFERENTES TIPOS HISTOLÓGICOS DE CÁNCER DEPULMÓNM. A.Barreiro, J. M. Barros, A. Figueiras.Áreade Medicina Preventiva y Salud Pública. Universidad deSantiago de Compostela. Hospital ClínicoUniversitario.Objetivo: Estudiar la interacción entre elconsumo de tabaco y la exposición al radóndoméstico en la aparición de los diferentes tiposhistológicos de cáncer de pulmón.Métodos: Se realizó un estudio de casos ycontroles. Casos: todas las personas afectadas por un cáncerprimario broncopulmonar (CIE-9; OMS), diagnosticadosanatomopatologicamente en el Complejo Hospitalario Universitario deSantiago de Compostela, desde el 1 de enero de 1992 hasta el 31 dediciembre de 1994. Participaron, tras las exclusiones, 76 casosvarones de carcinoma epidermoide, 42 casos varones de carcinoma decélulas pequeñas, 27 adenocarcinomas de ambos sexos y241 controles poblacionales. La exposición al radónse realizó con detectores Alpha-Track que fueron colocadosen cada uno de los domicilios. A través de un cuestionariofueron recogidos datos sobre las variables de interés. Seutilizó la regresión logística para el estudiode la interacción multiplicativa y aditiva de cada una delas estirpes histológicas del cáncer depulmón; fueron incluidas en el análisis de todos lasestirpes las siguientes variables: el consumo de tabaco comovariable dicotómica fumador/no fumador, se considerófumador a los fumadores y ex fumadores; la exposición alradón, variable dicotómica, expuestos/no expuestos,se consideraron expuestos al radón a los sujetos conconcentraciones domiciliarias iguales o mayores a 1pCi/l, 37Bq/m3; edad y antecedentes de padres con cáncerde pulmón; en el estudio del carcinoma epidermoide fueincluida además la variable vivir en la costa o en elinterior y la variable sexo en el estudio del adenocarcinoma.Siguiendo el modelo de Rhotman, para el estudio de lainteracción aditiva se utilizaron las siguientes medidas:Exceso de Riesgo Relativo debido a la interacción (RERI),Proporción Atribuible debida a la Interacción (AP) eÍndice de Sinergismo (S).Resultados: No se encontró interacciónmultiplicativa, estadísticamente significativa, en el modelode regresión logística para ninguno de los tiposhistológicos de cáncer de pulmón. Las medidasde interacción para el carcinoma epidermoide fueron: RERI =6,9 (IC95%: 24,4 a 38,3), AP = 18,65% (IC95%: 44,8 a82,2) y S=1,23 (IC95%: 0,55 a 2,76). El escaso número decasos impide una interpretación adecuada de los resultadosdel estudio de la interacción del carcinoma decélulas pequeñas y del adenocarcinoma.Conclusiones: 1) No se ha encontrado modelo deinteracción multiplicativo entre la exposición alradón doméstico y el consumo de tabaco para ningunode las tres estirpes histológicas del cáncerbroncopulmonar. (2) En la muestra estudiada, la proporciónde riesgo atribuible a la interacción entre laexposición al radón doméstico y al consumo detabaco supone el 6,9% de todos los carcinomasepidermoides.<hr></hr>ANÁLISIS DE LOS PARAMETROS QUE EVALUAN LA CALIDAD DELOS PUNTOS DE BAÑO EN EL AREA SANITARIA DETALAVERAV. Ruiz,J. García, R. García, M. C. Morán, J. J.Criado.CentroRegional de Salud Pública de Talavera de laReina.Antecedentes y objetivo: La calificación deaptitud de los puntos de baño exige el cumplimiento de losvalores imperativos (recogidos en el RD 734/1998 de 1 de julio) deuna serie de parámetros microbiológicos yfisicoquímicos que deben ser revisados periódicamentepara actualizarlos. El objetivo de este trabajo es evaluar losdistintos indicadores de calidad, tratando de determinarcuáles son los de mayor importancia para la vigilanciasanitaria del agua de los puntos de baño.Métodos: El equipo de Sanidad Ambiental Higienede los Alimentos del Centro Regional de Salud Pública deTalavera de la Reina recoge 204 muestras durante el período1995-99 de 10 puntos de baño pertenecientes al áreasanitaria de Talavera de la Reina, registrando los valores de estosparámetros: 1) microbiológicos: coliformesfecales/100 ml, coliformes totales/100 ml, estreptococosfecales/100 ml, salmonella/1 l; 2) fisicoquímicos: pH,color, aceites minerales, fenoles, transparencia, materiasflotantes, oxigeno disuelto (mg/l), saturación deoxígeno (%), temperatura ambiental y del agua (° C),conductividad (uS/cm). A través de tablas de contingenciacomparamos de 10 a 40 categorías de cada parámetrocon la presencia o no de Salmonella, y se elige el intervalode valores que nos permite diferenciar entre apto y noapto.Resultados: De los 204 registros, 94 (46,1%) fueronaptos y 10 (53,9%) no aptos. En esta tabla se recogen losintervalos de aquellos parámetros medidos que aportan unasensibilidad y especificidad más adecuadas para clasificarlos distintos puntos de baño en aptos o no aptos. <table><tr><td colspan="6"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td>Parámetro</td><td>Valores</td><td>Sensibilidad</td><td>Especificidad</td><td>VPP</td><td>VPN</td></tr><tr><td colspan="6"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td>Coli. totales</td><td>500-2.000</td><td>0,81-0,62</td><td>0,56-0,72</td><td>0,50-0,54</td><td>0,85-0,78</td></tr><tr align="CENTER"><td>Coli. fecales </td><td>500-1.000</td><td>0,67-0,64</td><td>0,63-0,66</td><td>0,49-0,50</td><td>0,78-0,77</td></tr><tr align="CENTER"><td>Estreptococo </td><td>30-40</td><td>0,64-0,64</td><td>0,63-0,64</td><td>0,48-0,49</td><td>0,77-0,77</td></tr><tr align="CENTER"><td>Conductividad </td><td>80-90</td><td>0,53-0,45</td><td>0,48-0,57</td><td>0,35-0,36</td><td>0,66-0,66</td></tr><tr align="CENTER"><td>T. ambiental </td><td>24-26</td><td>0,52-0,42</td><td>0,36-0,51</td><td>0,30-0,31</td><td>0,59-0,62</td></tr><tr align="CENTER"><td>pH </td><td>7,4-7,7</td><td>0,49-0,33</td><td>0,37-0,59</td><td>0,29-0,30</td><td>0,57-0,62</td></tr><tr align="CENTER"><td>Ox. disuelto </td><td>7-8</td><td>0,59-0,33</td><td>0,36-0,61</td><td>0,33-0,31</td><td>0,62-0,63</td></tr><tr align="CENTER"><td>Oxígeno (%)</td><td>80-90</td><td>0,56-0,33</td><td>0,35-0,53</td><td>0,31-0,28</td><td>0,59-0,60</td></tr><tr align="CENTER"><td>T. agua </td><td>20-21</td><td>0,36-0,32</td><td>0,36-0,47</td><td>0,23-0,24</td><td>0,51-0,56</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="6"><hr></hr></td></tr></table>Conclusiones: Los 3 parámetrosmicrobiológicos son los que más directamente serelacionan con la calificación final del punto debaño; podría ser suficiente usar uno de éstoscuando, por los indicadores físicos de pH, conductividad,temperatura ambiental y del agua, oxígeno disuelto osaturación de oxígeno, se constate una deficientecalidad del agua.<hr></hr>OLAS DECALOR: RELACIÓN CON LA MORTALIDAD DIARIA ENMADRIDJ.Díaz, J. C. Alberdi, C. López, J. C.Montero.CentroUniversitario de Salud Pública de Madrid.Antecedentes: Se han realizado numerosos estudios queindican la existencia de una temperatura de mínimamortalidad, que para el caso de Madrid corresponde a unatemperatura máxima diaria de 30,8º C. No obstante, haydías en verano en los que se alcanzan temperaturasmáximas más elevadas que hacen que la mortalidadaumente bruscamente.El objetivo de este estudio es establecer latemperatura a partir de la cual se produce este aumento brusco dela mortalidad, analizando sus efectos sobre la mortalidadsegún causas específicas, grupos de edad ysexo.Métodos: Se trabajará con los datos demortalidad diaria de residentes e inscritos en el Municipio deMadrid ocurridas entre el 1 de enero de 1986 al 31 de diciembre de1997. Los datos referentes a variables meteorológicas serefieren al observatorio de Madrid-Retiro y los de contaminatesatmosféricos a la Red de Control de la ContaminaciónAtmosférica del Ayuntamiento de Madrid. Se utilizaráel análisis de series temporales mediante modelos ARIMAmultivariados. Se controlará el efecto de variables deconfusión tales como contaminación atmosférica(SO2, PST, NOx, NO2, O3) y de otras variables atmosféricascomo humedad relativa y cambios de presión.Resultados: Los resultados indican la existencia de unatemperatura máxima diaria de 36,5º C a partir de lacual se produce un brusco incremento de la mortalidad. Este aumentoes cercano al 16% para el caso de la mortalidad por todas lascausas por cada grado por encima de 36,5º C, siendo másacusado en las mujeres (27%). Por causas específicas, elaumento de mortalidad diaria por enfermedades del aparatocirculatorio llega a ser en las mujeres del 35% por cada grado enque se supere la temperatura máxima diaria de 36,5º C.El incremento de la mortalidad diaria por causas respiratoriasestá próximo al 30% siendo similar para hombres quepara mujeres. El grupo de edad más afectado, entre losestudiados, es el de mayores de 74 años.Conclusiones: Este trabajo establece la existencia deuna temperatura máxima diaria de 36,5º C a partir de lacual la mortalidad diaria aumenta de forma brusca y seríapreciso la adopción de medidas preventivas para minimizarsus efectos sobre la población.<hr></hr>RELACIÓN ENTRE LA TENDENCIA DE PRESIÓN Y LAMORTALIDAD DIARIA DE LA COMUNIDAD DE MADRID DURANTE ELPERÍODO 1990-1992S.González, J. Díaz, M. S. Pajares, J. C. Alberdi, C.López.CentroUniversitario de Salud Pública de Madrid.Antecedentes: En la Comunidad de Madrid se estásiguiendo una línea de investigación con elpropósito de analizar la distribución estacional dela mortalidad con dos picos, en invierno y en verano ycorrelacionar dicha distribución con factores ambientalestales como la temperatura que presenta una relación en formade V, con una temperatura de mínima mortalidad; la humedadrelativa; la velocidad del viento y los contaminantesatmosféricos urbanos. El objetivo de este estudio esdeterminar la posible influencia de la tendencia de presiónsobre la mortalidad de la Comunidad Autónoma de Madridconsiderando el posible efecto confusor de otras variablesatmosféricas.Métodos: Se trabajó con datos demortalidad diaria suministrados por la Consejería deHacienda de la Comunidad de Madrid, datos meteorológicos delObservatorio de Madrid-Retiro y datos de contaminaciónatmosférica de la Red Automática de Control deContaminación del Ayuntamiento de Madrid. Se realizóun análisis de series temporales mediante lamodelización Box-Jenkins, controlando por diferentesvariables de confusión y se estableció un modelomultivariante de las distintas causas de mortalidad con lasdiversas variables estudiadas.Resultados:Los valores de los estimadores y de los retardos en los que seestablecen las asociaciones correspondientes al modelo ARIMA convariables exógenas, vienen expresados en la siguientetabla: <table><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td></td><td>Orgánicas</td><td>Circulatorias</td><td>Respiratorias</td></tr><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td>Tendenciapresión</td><td>--</td><td>0,094 (8)*</td><td>0,067(14)**</td></tr><tr><td rowspan="2">Tcálida </td><td>1,668 (1)***</td><td></td><td></td></tr><tr><td>0,828 (3)**</td><td>0,684 (1) ***</td><td>0,285 (4)**</td></tr><tr><td>Tfría </td><td>0,364 (7)*** </td><td>0,297 (7)***</td><td>0,113 (13)***</td></tr><tr><td></td><td>0,256 (12)**</td><td></td><td></td></tr><tr><td>O3</td><td>0,279 (4)**</td><td>--</td><td>--</td></tr><tr><td>O3</td><td>--</td><td>--</td><td>--</td></tr><tr><td>LSO2</td><td>2,737 (1)**</td><td>--</td><td>--</td></tr><tr><td>PST</td><td>0,046 (0)*</td><td>--</td><td>--</td></tr></table><table><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="4">*p < 0,05 ; **p < 0,01; ***p < 0,001.</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="4"><hr></hr></td></tr></table>La tendenciaanticiclónica contribuyó en un 0,39% al incremento dela mortalidad debida a causas circulatorias y en un 1,06% a ladebida a causas respiratorias, independientemente del efecto deotras variables.Conclusiones: Se obtuvo asociación significativaentre la tendencia anticiclónica y la mortalidad debida acausas circulatorias a medio-largo plazo (6-8 días) y ladebida a causas respiratorias a largo plazo (14días).<hr></hr>VALIDEZ YREPETIBILIDAD DE UN CUESTIONARIO PARA DETERMINAR LAS EXPOSICIONESEN LAS TAREAS DEL HOGAR RELACIONADAS CON ASMA ENTRE LAS AMAS DECASAM. Medina,J. P. Zock, M. Kogevinas, J. Sunyer, J. M.Antó.InstitutoMunicipal de Investigación Médica.Barcelona.Antecedentes y objetivo: En el Estudio Europeo de SaludRespiratoria (ECRHS) se ha observado un elevado riesgo de asmaentre las amas de casa. Éstas se ven expuestas a una granvariedad de agentes en la realización de las tareas delhogar, pero los factores de riesgo asociados con el asmatodavía no están claros. El objetivo del presenteestudio es el de determinar la validez y la repetibilidad delcuestionario modular utilizado por el ECRHS para evaluar lasexposiciones de las amas de casa. Este cuestionario incluye el usode productos de limpieza (por ejemplo, lejía,amoníaco, etc.), así como la frecuencia derealización tareas (por ejemplo, barrer, cocinar, lavarropa, etc.).Métodos: El cuestionario modular fue administradoa 28 amas de casa barcelonesas de edades comprendidas entre los 35y 58 años, 13 de las cuales con asma diagnosticado. Elcuestionario, con una duración aproximada de 15 minutos, fueadministrado en primer lugar por teléfono y, tres semanasmás tarde, cara a cara en el propio domicilio del sujeto.Para evaluar la repetibilidad del cuestionario se utilizó elestadístico kappa de Cohen (*).Posteriormente, los sujetos rellenaron un diario durante 7días consecutivos que contenía los mismosítems que el cuestionario. Este diario fue tomado comomedida de referencia para determinar la validez delcuestionario.Resultados: La repetibilidad del cuestionario fuerazonable; el valor medio de la * fue de 0,67 para las tareas delimpieza y de 0,69 para el uso de productos de limpieza. Elcuestionario infravaloró el uso de determinados productos delimpieza en comparación con el diario, mientras que lafrecuencia de las tareas de limpieza fue similar para ambosMétodos: La media de la sensibilidad y la especificidad fuerespectivamente de 0,96 y 1 para las tareas de limpieza, y de 0,56y 0,94 para el uso de productos de limpieza.Conclusiones: Resumiendo, podríamos decir que elcuestionario modular utilizado por el ECRHS proporciona unmétodo válido para determinar las exposiciones delhogar entre las amas de casa en estudios epidemiológicossobre asma.<hr></hr>VALIDACIÓN DEL JOB CONTENT QUESTIONNAIRE EN PERSONALDE ADMINISTRACIÓN Y SERVICIOSV.Escribá, S. Pérez-Hoyos, L. Barrio.EscuelaValenciana de Estudios para la Salud (EVES). GeneralitatValenciana.Objetivo: Validación del cuestionario de medidade estresores laborales Job Content Questionnaire (JCQ) en personalde administración y servicios (PAS) de una universidadpública, evaluando su consistencia interna y validez deconcepto (convergente). Método. Se ha utilizado laversión mínima recomendada del JCQ con 29 items, queintegran las tres dimensiones (demandas psicológicas,control sobre el trabajo y apoyo social) del modelo Demanda-ControlApoyo de Karasek y col. A partir de las dimensiones (demandaspsicológicas, control sobre el trabajo) se ha creado elmodelo básico de exposición con 4 niveles(tensión laboral): alta tensión (altas demandas ybajo control), baja tensión (bajas demandas y alto control),activos (altas demandas y alto control) y pasivos (bajas demandas ybajo control). El estudio se ha llevado a cabo sobre una muestra de174 trabajadores del ámbito laboral del personal de laadministración y servicios de una universidad pública(Valencia). Se ha realizado un análisis factorialconfirmatorio a 3 factores para determinar si la estructurafactorial del JCQ en nuestro medio, coincidía con laversión original. Además se ha valorado suconsistencia interna mediante el calculo del coeficiente Alfa deCronbach. Por último, para valorar la validez de concepto,partimos de la hipótesis de que el PAS que trabaja en unambiente de trabajo con alta exposición a estresoreslaborales presenta un mayor nivel de cansancio emocional, medidopor la escala EPB (escala de efectos psíquicos del burnout)y peor calidad de vida (7 dimensiones del cuestionario de SaludSF-36); calculándose el coeficiente de correlación deSpearman y el test de Kruskal-Wallis, según fueraoportuno.Resultados: El análisis factorial muestra que elcuestionario presenta la misma estructura factorial que elcuestionario original, es decir tres dimensiones: apoyo por partede los trabajadores y superiores (10 items), control sobre elpropio trabajo (9 items) y demandas psicológicas (8 items).Tras la valoración de la consistencia interna se excluye 1item de la dimensión apoyo y control y 2 items de ladimensión demandas psicológicas, obteniéndoseun alfa de Cronbach de: 0,87, 0,81 y 0,71, respectivamente. Seencuentra una correlación moderada pero significativa entrelas tres dimensiones del JCQ y la escala EPB (0,28 paracontrol sobre el trabajo, 0,33 para demandas psicológicas y0,48 para apoyo en el trabajo). Asimismo se encuentra unacorrelación moderada pero significativa con algunasdimensiones del SF-36 (vitalidad, relaciones sociales, salud mentaly dolor). Con la variable tensión laboral se encuentranresultados similares.Conclusiones: El JCQ muestra una estructura factorialsimilar a la propuesta por el autor en nuestro contexto cultural.Cada una de las tres dimensiones presentan una alta consitenciainterna y moderada validez de concepto.Parcialmentefinanciado con la ayuda IVESP 073/1998.<hr></hr>EL TRABAJOCON ORDENADORES: ASOCIACIÓN CON FACTORES DE RIESGOPSICOSOCIAL Y CON EL ESTADO DE SALUDL.Artazcoz, A. Sánchez, E. Molinero, I. Cortés, S.Moncada.InstitutMunicipal de Salut Pública de Barcelona. Servei dePrevenció. Ajuntament de Barcelona (Proyecto parcialmentefinanciado por el FISS).Objetivo: Analizar la relación del trabajo conordenadores (TO) con las demandas psicológicas del trabajo,el control sobre las tareas, el apoyo social y el estado de salud.Además se determinará si la relación del TOcon el estado de salud se explica exclusivamente por los factoresde riesgo psicosocial clásicos, tras controlar por la edad yla ocupación. Se analizará también si existendiferencias de género en las implicaciones sobre la saluddel TO.Métodos: La población de estudio fueronlos trabajadores de una administración pública queacudieron a la revisión médica de empresa entre losmeses de febrero y octubre de 1999 (1.860 personas, aproximadamentela mitad de cada sexo). La recogida de datos se realizó através de un cuestionario autocontestado rellenado en lasala de espera antes de pasar la revisión. El entornopsicosocial del trabajo se midió con una adaptaciónal castellano del Cuestionario de contenido del trabajo. Laestructura factorial confirmó la original en inglés yla consistencia interna de todas las escalas medida a travésdel coeficiente alfa de Cronbach fue siempre superior a 0,7. En unaprimera fase las variables dependientes fueron las demandaspsicológicas del trabajo, el control, el apoyo social de lossuperiores y el de los compañeros. En la segunda faseéstas fueron variables independientes y las dependientesfueron 3 (todas ellas dicotómicas): estado de saludpercibido, trastornos psicosomáticos relacionados con laansiedad y trastornos del sueño. La variable predictora fueel TO al menos la cuarta parte de la jornada laboral y en ambasfases, la edad y la ocupación fueron variables de ajuste. Elanálisis se realizó a través de modelos delajuste de modelos de regresión logística para cadasexo. Los resultados se presentan como odds ratios (ORs) ajustadascon sus correspondientes intervalos de confianza (IC) al95%.Resultados: El 58% de los hombres y el 80% de lasmujeres utilizan el ordenador al menos durante una cuarta parte desu jornada laboral. Se observan diferencias de género en laexposición a factores de riesgo psicosocial. Aunque en ambossexos el TO supone mayores demandas psicológicas, en hombresno existe ninguna otra asociación con factores de riesgopsicosocial, pero en mujeres el TO se asocia a menor control (OR =0,47; IC95%: 0,29-0,74), menor apoyo social de loscompañeros (OR = 0,61; IC95%: 0,38-0,96) y menor apoyo delos superiores (OR = 0,66; IC95%: 0,41-1,05). Tras ajustar por elresto de variables, el TO no se asoció a ningúntrastorno de salud.Conclusiones: Las implicaciones para la salud del TO,vienen determinadas por el tipo de trabajo para el que se usa elordenador. Si son tareas monótonas y repetitivas, aúnlas hace más rápidas por lo que contribuiría ahacer más penoso el trabajo. Ésta podría seruna de las razones de las diferencias de género aquíencontradas. En esta administración pública lasmujeres trabajan con más frecuencia en puestos donde debenrealizar trámites burocráticos ymonótonos.<hr></hr>ESTUDIOEPIDEMIOLÓGICO DE LA ENFERMEDAD PROFESIONAL EN LA PROVINCIADE LAS PALMAS, 1990-1999I. Centol,J. C. Orengo, M. M. Jaén, P. Castellanos, A. Benasco, E.Estaún.Servicio deSalud Laboral. Servicio Canario de Salud. Las Palmas de G.C.Introducción: La relación entre el mediolaboral y la salud se puede considerar en dos sentidos; primero, elmedio laboral es capaz de generar problemas de salud y segundo elnivel de salud va a determinar la capacidad laboral.Objetivo: Determinar la Tasa de Incidencia (TI) de laEnfermedades Profesionales (EEPP). Evaluar lascaracterísticas epidemiológicas de lasEEPP.Métodos: se realizó un estudioretrospectivo. La muestra quedó constituída por todoslos casos de EEPP declaradas al Servicio de Salud Laboral entre losaños 1990-1999. Las variables fueron: EEPP, edad, sexo,ocupación, sector económico, tipo de empresa,Servicio Médico Especializado (SME), duración de laEEPP. Para la obtención de las TI se utilizaron los datosdel Instituto Canario de Estadísticas; se halló lamedia y desviación estándar(DT) para las variablescuantitativas, para las cualitativas la frecuencia y porcentajes.En la comparación de proporciones se realizó laji-cuadrado, la «t» de Student y la ANOVA en lacomparación de medias. El nivel de confianza fue del 95%. Elprograma utilizado fue el SPSS 8.0.Resultados: El total de casos de EEPP fue de 214. La TImedia fue de 1,01 (las TI las presentamos por 10000 trabajadores);para los años 90,92 y 99 encontramos una TI de 0,48, 2,5 (lamás alta) y 0,17 (la más baja), respectivamente. El55,6% (TI=0,76) eran hombres y el 44,4% (TI = 1,1) mujeres (p <0,001). La TI mayor la presentan los hombres entre los 20-49años y las mujeres entre los 20-39 años. Lasenfermedades de la piel suponen el 50,9% y las relacionadas aagentes físicos, químicos, infecciónaérea e infecciones suponen el 19,6, 18,2, 7,5 y el 3,7%,respectivamente (p < 0,001). Las enfermedades físicastuvieron una duración de 38,6 días (DT = 30,5), lasinfecciosas de 39,4 días (DT = 26,7), las de víasaéreas de 66,5 días (DT = 39) las químicas de48,3 días (DT = 21) y las de piel de 15,2 días (DT =7,4), (p < 0,01). El sector servicios representa el 45,3% (TI =0,6), el agrícola el 21% (TI = 2,6), la industria el 17,7%(TI = 1,8) y la construcción el 15,9% (TI = 1,5). El 82,22%de las EEPP en el sector agrícola es debido a agentesquímicos, en la industria el 47,4% es por agentesfísicos, en la construcción y servicios el 94 y el67%, respectivamente, por enfermedades de la piel. El 54,6% deltotal de EEPP que presentan los hombres son dermatitis y el 28,7%son físicas (epicondilitis, etc.), en las mujeres el 46,3%son dermatitis y el 38,9% producidas por organofosforados. La TI enempresas con SME fue de 1,7 frente al 0,8 sin SME. El 98,1% de laEEPP fue baja laboral; un 13,5% recaídas, destacando lasenfermedades de la piel (75,8%) y del sector de laconstrucción y servicios; el 7,7% de las recaídasfueron en empresas con SME.Conclusiones: La TI en Las Palmas es menor que la medianacional. La TI en las mujeres es más alta. Las enfermedadesde la piel son las declaradas mayormente. Es necesaria unavigilancia epidemiológica.<hr></hr>INFLUENCIADE LA FORMACIÓN EN LA PERCEPCIÓN DE LAS CAUSAS DE LOSRIESGOS DE ACCIDENTE DE TRABAJOV. de laOrden, M. Zimmermann, J. Maqueda.InstitutoNacional de Seguridad e Higiene en el Trabajo. Madrid.Antecedentes y objetivo: En el marco de la EncuestaNacional de Condiciones de Trabajo (ENCT) se investiga lapercepción de los trabajadores acerca de los riesgos deaccidentes de trabajo y sus causas. En las sucesivas ediciones deesta ENCT se observa que los trabajadores señalan de formapredominante causas que tienen un marcado carácter culturalautoculpabilizador, que nosotros interpretamos como una deficienciaen la cultura preventiva. El objetivo de este trabajo es valorar elpapel que desempeña la formación que reciben lostrabajadores en su percepción de estas causas de accidentede trabajo.Métodos: muestra de 1.489 trabajadores que hanrecibido formación por parte de la empresa en losúltimos doce meses. Variable dependiente: de la preguntamultirrespuesta, ¿cuáles son las causas de losriesgos de accidente en su puesto de trabajo? Se analizó laopción de respuesta «por exceso de confianza ocostumbre». Variable independiente: tipo de formaciónrecibida por el trabajador en los últimos doce meses (1:formación destinada a mejorar o actualizar supreparación para realizar su trabajo; 2: formacióndestinada a mejorar o actualizar sus conocimientos sobre laprevención de riesgos laborales; 3: Formación pararealizar nuevas tareas).Análisis estadístico: Cálculo de laasociación del tipo de formación y otras variablesindependientes con la causa de riesgo «exceso de confianza ocostumbre» mediante análisis ajustado porregresión logística.Resultados: El análisis ajustado reveló laasociación entre haber recibido formación pararealizar el trabajo (OR: 0,55; IC: 0,47-0,65) y formaciónpara realizar nuevas tareas (OR: 0,67; IC: 0,52-0,88) con el hechode no identificar el «exceso de confianza o costumbre»como causa de los riesgos de accidente. Por otra parte, elanálisis demostró asociación entre haberrecibido formación en prevención de riesgos laboralesy señalar el «exceso de confianza o costumbre»como causa del riesgo de accidente (OR: 1,70; IC:1,44-2,26).Laintroducción de una nueva variable independiente«haber sufrido algún accidente de trabajo en losúltimos años» en el modelo no produjo lapérdida de ninguna de las asociaciones anteriores,encontrándose además asociación entre estavariable y el señalar «exceso de confianza ocostumbre» (OR: 2,33; IC: 1,83-2,97).Conclusiones: La formación orientada a mejorar lapreparación para realizar el trabajo habitual o bien nuevastareas puede actuar de forma positiva, disminuyendo la probabilidadde identificación de causas de accidente de marcadocarácter cultural autoculpabilizador. Sin embargo, laformación sobre prevención de riesgos laborales no hademostrado esta capacidad.<hr></hr>ESCLEROSISMÚLTIPLE Y CALIDAD DE VIDA: LOS FAMILIARES, ADEMÁS DELOS ENFERMOS, TAMBIÉN VEN AFECTADA SU CALIDAD DEVIDAM.Aymerich, A. J Jovell.Agència d'Avaluació de Tecnologia i RecercaMèdiques. Fundació Biblioteca Josep Laporte yUniversitat Autònoma de Barcelona.Antecedentes y objetivo: La esclerosis múltiple(EM) es una enfermedad neurológica de etiologíadesconocida. A pesar de ser una enfermedad crónica ydiscapacitante se han publicado muy pocos estudios sobre la calidadde vida relacionada con la salud (CVRS) de los enfermos de EM y/ode sus familiares, no habiendo ninguno en nuestro contexto. Estetrabajo tiene por objetivo describir la CVRS y lascaracterísticas clínicas y sociodemográficasde los enfermos afectados por EM y de sus familiares.Métodos: Se diseñó un estudiomulticéntrico transversal donde a lo largo de tresaños (1997-1999) se recogieron consecutivamente 681 enfermosde EM y 544 familiares en 9 hospitales de Catalunya. Losinstrumentos de CVRS utilizados fueron el SF-36 y la escala visualanalógica (EVA) del Euro-Qol en enfermos; y el SF-12 enfamiliares. Los tres instrumentos son genéricos de CVRS yvan de 0 a 100 donde una puntuación más alta indicamejor CVRS. Como variables clínicas se recogieron:discapacidad física con una escala específica para EM(EDSS) que va de 0 a 10 (más discapacidad a máspuntuación) y tipo de EM. Como sociodemográficas serecogieron: edad, género, nivel educativo, ocupaciónlaboral y estado civil.Resultados: Los enfermos de EM son mayoritariamentemujeres (64%), de 40 años, con estudios (menos de un 1% notiene estudios y un 19% son universitarias), casadas o con pareja(69%), con categoría profesional de técnico medio(25%) y con situación laboral de invalidez (34%). Ladiscapacidad física media fue de 3 (DE: 2,17) y la medianade 2,5. En la EVA de salud percibida puntuaron una media de 64 (DE:20,3) y una mediana de 60. Su CVRS, medida con el SF-36, esinferior a la de la población general, tanto en lasdimensiones de salud física (por ejemplo, en funciónfísica: 51,7 en EM versus 84,7 en població general)como de salud mental (61,7 en EM versus 73,3 enpoblació general). La población de familiarestambién es mayoritariamente femenina (58%), de 45años, con estudios (sólo un 2% no tiene estudios y un12% son universitarias), casadas o con pareja (69%) y con unasituación laboral de trabajadora por cuenta de otros (44%).El tipo de relación con el enfermo es la de cónyuge opareja (52%), con un tiempo medio de 11,5 años deconvivencia y de 3 horas/día de soporte físico alenfermo. La CVRS de los familiares es inferior a la de lapoblación general; ligeramente en el componentefísico (49,5 en familiares d'EM versus 50 enpoblación general) y más marcadamente en elcomponente de salud mental (46,4 en familiares d'EM versus50 en la población general y 44,4 en la población condepresión subclínica).Conclusiones: La CVRS tanto de los enfermos de EM comode sus familiares es inferior a la de la población general.La salud mental percibida por los familiares de los enfermos de EMes más próxima a la población condepresión subclínica que a la de la poblacióngeneral.<hr></hr>ABSENTISMOLABORAL Y CONTENIDOS DEL TRABAJO EN CONSERJESS.Moncada, A Navarro, I. Cortés, L. Artazcoz, E.Molinero.InstitutMunicipal de Salut Pública de Barcelona. Servei dePrevenció. Ajuntament de Barcelona. UniversitatAutònoma de Barcelona.Antecedentes: Diversas variables psicosociales aparecenasociadas en la literatura con el riesgo de presentar episodios deincapacidad temporal (IT) para el trabajo. Entre ellas, destacanlas relacionadas con los contenidos del trabajo y, especialmente,con el control sobre el trabajo. El objetivo del presente estudioes analizar el riesgo de presentar IT en dos colectivos detrabajadores de la misma categoría diferenciados por loscontenidos del trabajo y, especialmente, por sus niveles de controlsobre ésteMétodos: Se analizaron todos los episodios de ITpresentados por los trabajadores incluidos en la cohorte«Casa Gran» de la plantilla en el Ayuntamiento deBarcelona que realizaron tareas de conserjes durante el 1 de enerode 1984 y el 31 de diciembre de 1993. Se compararon dos grupos deconserjes: los de administración, que realizaron tareasauxiliares y de reparto de correspondencia, y los que ocuparonpuestos de trabajo de mayor contenido y riqueza en las escuelasmunicipales y centros cívicos. Se utilizó el modelode Prentice, Williams y Peterson para el análisis defenómenos recurrentes, estimándose las tasas de IT decorta (< 11 días) y larga ( > 10 días)duración para los dos grupos y sus correspondientes razonesde tasas. Las variables predictoras fueron la edad (< 45, 45-54,> 54) y el puesto de trabajo (variable dicotómica:«administración» y «especiales»). Seanalizó separadamente hombres y mujeres.Resultados: En los hombres, padecer IT de cortaduración se asocia al puesto de trabajo y a la edadexistiendo una interacción significativa entre ambasvariables. En el grupo más joven y en el mayor, ser conserjeadministrativo aumentó el riesgo de presentar IT respecto alos conserjes especiales entre un 40-50%. La diferenciamáxima la presentó el grupo 45-54 años en elque se duplicó el riesgo. La edad y el puesto de trabajocaracterizaron la aparición de IT de larga duraciónen los hombres de manera independiente. Esto es, aunque el riesgoaumentó con la edad y existió diferencia entre elpuesto de trabajo, ésta se mantuvo constante dentro de cadagrupo etario. De esta forma los conserjes administrativos tuvieronun riesgo de 1,3 veces el de los especiales, independientemente dela edad. Así, el riesgo de un conserje administrativo mayorde 54 años fue de 1,3 veces el de un especial de la mismaedad, y de 2,62 (IC95%): 2,10-3,25) si lo comparamos con unconserje especial menor de 45 años.Para lasmujeres, el comportamiento de la IT de corta duración fuedistinto. Mientras la aparición de la IT fue independientedel puesto de trabajo, se observó un riesgo inferior en losgrupos mayores respecto a las jóvenes. En cuanto a la IT delarga duración, únicamente el puesto de trabajodiscriminó el riesgo de padecerla. Independientemente de laedad, una conserje adminsitrativa tuvo un 41% más de riesgode tener IT que una conserje especial.Conclusiones: Los conserjes administrativos presentaronun riesgo de IT superior a sus homólogos«especiales», tanto en hombres como en mujeres para losepisodios de IT de larga duración, y sólo en loshombres para los de corta duración, lo que se relaciona conla diferencias en los contenidos del trabajo y de géneroentre los grupos comparados. Se discute la posible existencia de unsesgo de selección en el sentido de que personas con mejorestado de salud hubieran sido seleccionadas para los puestos deconserjes especiales.<hr></hr>ACCIDENTALIDAD EN UN GRUPO DE PROFESIONALES DEENFERMERÍA DE ATENCIÓN PRIMARIAC.Fernández García, R. García Callejas, S.Tomás Dols.Centro deSalud Pública de Alzira. Centro de Salud de Algemesí.Dirección General para la Salud Pública.Valencia.Antecedentes y objetivo: En el mundo laboral, y enparticular en el ámbito sanitario, las posibilidades detransmisión de la hepatitis B (HB) o del VIH, ocurren conocasión de la realización de algunos procedimientosen la atención de salud, y a menudo, sin las oportunasmedidas de aislamiento. El mero conocimiento de la serologíadel paciente no previene la exposición ocupacional (EO). Losregistros de accidentalidad del personal sanitario, identifican aenfermería como el estamento más afectado, y elpinchazo, el accidente más común. Se considera factorpotencial de riesgo la manipulación incorrecta del material,la utilización de barreras, la actuaciónpostexposición y la experiencia en el puesto de trabajo. Coneste estudio se pretende describir la accidentalidad de un grupo deprofesionales de enfermería, de atención primaria, delas áreas 09 y 10 de la Comunidad Valenciana (CV) y suposible asociación a determinadas característicassociolaborales.Método: Diseño: estudio observacionaldescriptivo de corte transversal. Ámbito: áreassanitarias 09 y 10 de CV. Sujetos de estudio: personal deenfermería de Atención Primaria de los centrospúblicos. Instrumentalización: cuestionarioanónimo y autocumplimentado. Variables categóricas:género, grupos de edad, antigüedad, EO,formación específica, vacunación frente a HB.Análisis: univariado para la caracterización de lossujetos; bivariado para establecer diferencias (test Ji2). Seutilizará OR como medida de asociación(IC95%).Resultados: Parcitipan 132 (70,97%). 66,41% han declardoaccidente. El pinchazo (88,50%) es el tipo de accidente máscomún. La actividad principal fue punción venosa(21,83%). El accidentado estaba protegido en el 76,62%; en los noprotegidos, la actividad principal fue administrando inyectables(38,88%). Un 54,02% afirma que siguió un protocolo deactuación y el 98,85% se lavó la zona inmediatamente.El conocimiento de la serología del paciente y de sushábitos de vida incrementa las medidas de proteccióna más del 75% de los profesionales, La experiencia, mayor de5 años, actúa como factor protector OR = 0,42,(0,18-0,96). El reencapuchado muestra una OR = 0,89 (0,40-1,96). Lavacunación frente a HB en los accidentados fue correcta en68,96%, sin diferencias respecto al total de participantes (p =0,459).Conclusiones: el personal de enfermería es unestamento susceptible de pinchazo con aguja hueca. Lascaracterísticas del paciente hacen aumentar las medidas deprotección. El reencapuchado, habitual para el 50% de losparticipantes, no muestra asociación con el accidente. Laexperiencia profesional actua como factor protector frente alaccidente. Necesidad de incrementar coberturas vacunales frente aVHB.<hr></hr>SESIONCOMUNICACIONES CARTEL 3Enfermedades cardiovasculares/epidemiología ygestión de servicios asistencialesModeradores: Antonio Segura y M.a IsabelPasarín<hr></hr>HOMOCISTEÍNA COMO MARCADOR PRONÓSTICO ENPACIENTES DE ENFERMEDAD CEREBROVASCULARA.M.ª Haro Perez*, **, M. J. Medrano Albero*, M. J. SierraMoros*, J. Almazán Isla*.Por el Grupode estudio «Dieta, Homocisteina, y EnfermedadCerebrovascular». *Servicio de Epidemiología deEnfermedades Cardiovasculares. Centro Nacional deEpidemiología. Instituto de Salud Carlos III.**Departamento de Medicina Preventiva. Facultad de Medicina.Universidad de Alcalá de Henares. Madrid.Objetivo: Valorar la utilidad de los nivelesplasmáticos de homocisteína como factorpronóstico de recidiva de eventoscardiovasculares.Material ymétodos: Seguimiento de una cohorte de 145 pacientes deictus isquémico incidente, con un período deseguimiento de 2 años. Se efectuaron determinacionesanalíticas en el momento basal, a los 3 meses, 1 añoy 2 años tras el evento inicial. Se consideró comorecidiva de evento cardiovascular aquellos pacientes que sufrieronun nuevo ictus, enfermedad isquémica del corazón,muerte súbita, oclusión arterial periférica otrombosis venosa.Serealizó un análisis validez de pruebasdiagnósticas mediante la representación de curvasROC, tomando como puntos de corte deciles de homocisteínaplasmática.Resultados: Durante el seguimiento se perdieron 7 casos(4,8%). La media de seguimiento fue de 382 días (DE: 250días), con un total de 21 nuevos eventos (14,5%), de loscuales 12 fueron nuevos episodios de ictus (8,3%) y 4 episodios deenfermedad isquémica del corazón (2,8%).La validez dela homocisteína para predecir un evento cardiovascularvarió al diferenciar tanto en función del tipo deevento como del momento en que se hace la determinación, deforma que la sensibilidad como la especificidad de la prueba fueronmayores para la predicción de enfermedad isquémicadel corazón, con una área bajo la curva de 0,78,error estandar 0,06, que para predecir una recidiva de ictus(área bajo la curva ROC de 0,51, error estandar 0,08). Elpunto de corte óptimo fue de 9,3 nmol/ml. La sensibilidad yespecificidad fueron mayores si la prueba se realiza en la fasesubaguda de la enfermedad que si se realiza en la fasecrónica.Conclusiones: La medición de los nivelesplasmáticos de homocisteína en la fase subaguda delictus puede tener utilidad como marcador pronóstico deriesgo de cardiopatía isquémica en enfermoscerebrovasulares, pero no para predecir el riesgo de recidivacerebrovascular.<hr></hr>MAGNESIOEN EL AGUA DE BEBIDA Y MORTALIDAD POR ENFERMEDADES DEL APARATOCIRCULATORIO. ANÁLISIS GEOGRÁFICO EN LA PROVINCIA DEVALENCIAS.Pérez-Hoyos, J. Ferrándiz, M. A. Martínez, F.Ballester, J. J. Abellán, A. López, H. Vanaclocha, J.M. Gil.EVES.Universitat de València. Dir. Gral Salud Publica.Generalitat Valenciana.Antecedentes y objetivo: En los últimosaños el magnesio aparece como un factor protector de lasenfermedades isquémicas del corazón. El objetivo dela presente comunicación es examinar la existencia de larelación entre el magnesio en el agua de bebida y lamortalidad por enfermedades cerebrovasculares eisquémicas.Métodos: Se dispuso de la mortalidad porenfermedades cerebrovasculares e isquémicas ocurridas entre1990 y 1995 dividida en dos trienios (1990-92 y 1993-95) parahombres y mujeres de 35 a 65 años en cada uno de losmunicipios de la provincia de Valencia, a excepción de sucapital. Como variable de exposición se consideró elnivel de magnesio en el agua de bebida a partir del estudio de losabastecimientos públicos del año 1989. Se utilizaronvariables de control socioeconómicas provenientes de censosy anuarios. El número de muertes en cada municipio semodeló con una regresión de Poisson para cada trienioy sexo. A fin de controlar la sobredispersión en un primermomento se utilizó un modelo binomial-negativo. Finalmentecon las covariables identificadas se ajustó un modelojerárquico espacial a fin de controlar la estructurageográfica de la mortalidad.Resultados: En el análisis con regresiónde Poisson se observó una asociación negativa entrelos niveles de magnesio y la mortalidad cerebrovascular para losdos sexos en el trienio 1990-92. Para el segundo trienio, no seencuentra asociación significativa. Tras ajustar el modelode regresión de Poisson los efectos observados fueronprácticamente los mismos. Al ajustar el modelo binomialnegativo se infló la varianza desapareciendo lasignificación estadística. Finalmente, con el ajustedel modelo geográfico se obtuvieron coeficientes similares alos anteriores no incluyendo el 0 en el intervalo de credibilidaddel primer periodo. En el caso de la mortalidad por enfermedadesisquémicas ninguno de los tres modelos mostró unaasociación entre el magnesio y la mortalidad. Para lasmujeres el modelo binomial negativo indicó la existencia desobredispersión que fue controlada utilizando el modeloautoregresivo geográfico.Conclusiones: Se ha encontrado una asociaciónentre el magnesio en el agua de bebida medida en el año 1989para el primer periodo analizado y la mortalidad cerebrovascular.No se ha encontrado asociación para la mortalidadisquémica. El modelo autoregresivo espacial permitecontrolar la sobredispersion del modelo de Poisson.<hr></hr>EL SISTEMADE VIGILANCIA EPIDEMIOLÓGICA DE LA DIABETES MELLITUS EN LACOMUNIDAD DE MADRIDB.Zorrilla, J. L. Cantero, M. Meseguer, C. León, I.Galán, A. Gandarillas.Servicio deEpidemiologia. Dirección General de Salud Pública.Consejería de Sanidad. Comunidad de Madrid.Antecedentes y objetivo: La diabetes mellitus (DM)constituye un verdadero problema de salud pública tanto porsu alta prevalencia como por el largo curso de la enfermedad y lascomplicaciones asociadas. En el año 1996 se inició enla Comunidad de Madrid un Programa de VigilanciaEpidemiológica, uno de cuyos objetivos era establecer laincidencia, prevalencia y tendencias de la DM y sus factores deriesgo en población general. Se ha diseñado unsistema de vigilancia sencillo y de bajo coste que permiteactualizar la información con regularidad.Material ymetodos:1) Lavigilancia de la incidencia de DM insulinodependiente se lleva acabo a través del registro de incidencia en menores de 15años con 2 fuentes de información: un sistema denotificación de casos nuevos, en el que participan lospediatras endocrinologos de todos los hospitales públicos ytres privados en la CM y la información proporcionada por laAsociación de Diabéticos Españoles. Laexhaustividad del registro es del 82%.2) Lavigilancia de la prevalencia de diabetes mellitus se basa en elanálisis de las ventas de medicamentosantidiabéticos, para el que es imprescindible conocer elperfil terapéutico en personas con diabetes. El perfilterapéutico de la enfermedad se estima en base a estudiospuntuales a través de la red de médicos centinelas dela CM. Para monitorizar su evolucion los análisis serepetirán cada 5 años, actualizando lainformación referente al perfil terapéutico de laenfermedad en estudios puntuales de 6 meses de duración através de la RMC.3) Paraestablecer la prevalencia de los factores de riesgo para eldesarrollo de DM periódicamente cada 2 años seincluyen en el Sistema de Vigilancia de Factores de RiesgoAsociados a Enfermedades No Transmisibles (SIVFRENT-A)(método de encuesta telefónica dirigida apoblación entre 18 y 64 años) preguntasespecíficas de antecedentes familiares de primer grado y dediabetes gestacional, así como peso y talla. Estos factoresdefinen el grupo de alto riego en el que los grupos de expertosrecomiendan cribados periódicos para el diagnostico precozde la enfermedad.Resultados: La incidencia de diabetes mellitusinsulinodependiente en menores de 15 años de la CM es de15,6/100000. La prevalencia de DM es del 3,2%, lo que supone quehay 160.000 personas diagnosticadas en nuestra Comunidad. Laproporción de personas con factores de riesgo para eldesarrollo de la enfermedad (personas entre 40-65 años conobesidad y/o antecedentes familiares de primer grado y/oantecedentes de diabetes gestacional) es del 28,5%Conclusiones: La utilización de fuentes deinformacion rutinarias como las ventas de medicamentos, junto consistemas de información flexibles como son la Red deMédicos Centinelas y el SIVFRENT en la Comunidad de Madridpermiten establecer sistemas de vigilancia sencillos y de bajocosto con actualizaciones periódicas de lainformación.<hr></hr>SUPERVIVENCIA A CORTO Y LARGO PLAZO EN PACIENTES ANCIANOSCON INFARTO AGUDO DE MIOCARDIO ATENDIDOS DE FORMA CONSECUTIVA ENHOSPITALES DE UNA REGION SANITARIA (ESTUDIO GESIR-5)Z. SainzBeltrán, M. Peraire, C. Pallarés, M. MartínBaranera, J. Monteis, C. Gimeno y miembros del grupoGESIR-5.ConsorciSanitaria Creu Roja a Catalunya L'Hospitalet de Llobregat. CiudadSanitaria Universitaria de Bellvitge. Hospital SantCamil.Antecedentes y objetivo: La población ancianarepresenta una proporción cada vez mayor de los pacientescon infarto agudo de miocardio. El objetivo de este estudio esestimar la supervivencia a corto y largo plazo de los pacientesmayores de 64 años tras un infarto agudo de miocardio y losfactores que la determinan.Métodos: El estudio GESIR-5 incluyó untotal de 705 pacientes diagnosticados de infarto agudo de miocardioseguro, atendidos de forma consecutiva entre mayo de 1992 y mayo de1993 en 10 hospitales de la región sanitaria Costa dePonent. Se recogió información sobre variables de lafase prehospitalaria, de urgencias y de la estancia hospitalaria.Los pacientes vivos al alta se siguieron a lo largo de cuatroaños. Mediante el método de Kaplan-Meier seobtuvieron las correspondientes curvas de supervivencia. Tras unanálisis bivariable, mediante regresiónlogística se identificaron los factores predictivos deletalidad a 28 días y de mortalidad a 4años.Resultados: De los 705 pacientes incluidos en el estudioGESIR-5, 366 (52%) eran ancianos, 218 fueron varones (59,6%) y 148mujeres (40,4%). La edad media fue de 75,1± 6,8 años.El 67,8% de los pacientes tenían antecedente de anginaprevia y el 19,7% de infarto de miocardio previo. El 15% de lospacientes ancianos recibió tratamiento trombolítico.En el 52% de los pacientes sometidos a trombolisis se presentaroncomplicaciones pero sólo un paciente necesitótransfusión sanguínea. A los 28 días deseguimiento la probabilidad acumulada de supervivencia fue de 79,5%y a los 48 meses, en los supervivientes a los 28 días, fuede 61,6%.Los factorespredictores independientes de letalidad a 28 días fueron laedad (OR = 1,08; IC95%: 1,02-1,14; p = 0,003), lalocalización anterior del IAM (OR = 4,31; IC95%: 1,9-9,8; p< 0,001) la clase Killip III-IV (OR = 7,0; IC95%: 3,6-13,4; p< 0,001). La edad y la localización anterior del infartofueron también los factores de mayor riesgo de mortalidad a4 años. El no utilizar tratamiento trombolíticomostró una tendencia a la significaciónestadística como factor predictor de muerte (OR = 2,27;IC95%: 0,8-5,7; p = 0,083), no observándose diferenciassignificativas entre ambos sexos en la mortalidad a 48meses.Conclusiones: 1) En el anciano con infarto agudo demiocardio, la edad y la localización anterior del infartofueron factores predictores independientes de muerte tanto a cortocomo a largo plazo. 2) La proporción de pacientes querecibieron tratamiento trombolítico fue baja en lapoblación anciana estudiada, por lo que el impacto de dichaintervención sobre la supervivencia a largo plazorequeriría de un mayor tamaño muestral.<hr></hr>TASA DEINCIDENCIA Y LETALIDAD POBLACIONAL Y HOSPITALARIA DEL INFARTO AGUDODE MIOCARDIO EN LOS MAYORES DE 74 AÑOS ENGERONAR. Elosua,J. Marrugat, J. Sala, R. Masiá, I. Rohlfz, M. Gil, A. Pena ylos investigadores del estudio REGICOR.Servei deCardiologia i Unitat Coronària. Hospital Dr. Josep Trueta.Girona. Lípidos y Epidemiología Cardiovascular. IMIM.Barcelona.Lapoblación europea envejecerá en los próximosaños aumentando la proporción de habitantes demás de 64 años al doble del actual hacia el 2020. Noexisten datos sobre incidencia, letalidad del infarto agudo demiocardio (IAM) en este grupo de edad en el mundo.Objetivo: Calcular las tasas de incidencia por 100.000habitantes y la letalidad del IAM en 1996 y 1997 en la provincia deGirona.Métodos: El estudio REGICOR (RegistreGironí del COR) es un registro poblacional de IAM en laprovincia de Gerona (550.000 habitantes). Se determinaron lascaracterísticas demográficas, clínicas y deantecedentes patológicos de todos los casos sospechosos deIAM en pacientes de más de 25 años residentes en lazona estudiada.Resultados: En la tabla se presentan las tasas crudas deincidencia acumulada del IAM en diferentes grupos de edad y porgénero. También se presenta la letalidad tantopoblacional como hospitalaria. <table><tr><td colspan="7"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td rowspan="3"></td><td colspan="3">Hombres</td><td colspan="3">Mujeres</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="6"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td>Incidencia (100.000)</td><td>Letalidadpoblacion</td><td>Letalidadhospital</td><td>Incidencia (100.000)</td><td>Letalidadpoblacion</td><td>Letalidadhospital</td></tr><tr><td colspan="7"><hr></hr></td></tr><tr align="RIGHT"><td>35-64 a</td><td>192</td><td>35%</td><td>10%</td><td>33</td><td>42%</td><td>20%</td></tr><tr align="RIGHT"><td>65-74 a</td><td>728</td><td>53%</td><td>22%</td><td>226</td><td>58%</td><td>21%</td></tr><tr align="RIGHT"><td>75-84 a</td><td>1.499</td><td>71%</td><td>45%</td><td>583</td><td>65%</td><td>38%</td></tr><tr align="RIGHT"><td>85-94 a</td><td>2.024</td><td>82%</td><td>50%</td><td>1.769</td><td>84%</td><td>50%</td></tr><tr align="RIGHT"><td>>94% a</td><td>1.156</td><td>100%</td><td>100%</td><td>4.323</td><td>100%</td><td>100%</td></tr><tr align="RIGHT"><td colspan="7"><hr></hr></td></tr></table>Conclusiones: 1) La incidencia del IAM va aumentando conla edad de forma exponencial, sobre todo en mujeres. 2) Laletalidad poblacional aumenta con la edad, siendo más altaen mujeres hasta los 74 años, sin que se observendiferencias entre géneros a partir de esa edad. 3) Laletalidad hospitalaria del IAM es muy alta en los pacientes de 75 a94 años (40-50%).<hr></hr>VARIABILIDAD GEOGRÁFICA EN ESPAÑA DE LALETALIDAD POBLACIONAL A 28 DÍAS DEL INFARTO AGUDO DEMIOCARDIO. ESTUDIO IBÉRICAJ.García, R. Elosua, S. Cerdeira, S. Carretero, V.García, M. A. García, E. Bermejo por losinvestigadores del IBÉRICA.Servicio deEpidemiologia. Conserjeria de Sanidad y Politica Social.Murcia.La letalidadpoblacional del infarto agudo de miocardio en nuestro paísno es bien conocida. El estudio IBÉRICA(Investigación, Búsqueda Específica.y Registrode Isquemia Coronaria Aguda) es un registro poblacional de estapatología realizado en 8 comunidades autónomas conuna base poblacional de unos 8 millones de habitantes. Se recogenlas características demográficas, clínicas yde antecedentes patológicos de todos los casos sospechososde IAM de la áreas participantes.Objetivo: determinar la letalidad poblacional del IAM endiferentes zonas de España.Métodos: se registran y estudian todos los casossospechosos de IAM en las 8 áreas de estudio detectados apartir del registro activo de los pacientes ingresados en lasunidades coronarias, los listados de altas hospitalarias, losboletines de defunción y el transporte sanitariomedicalizado.Resultados: En la tabla se presenta la letalidadpoblacional (%) del IAM en diferentes zonasgeográficas. <table><tr><td colspan="9"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td></td><td>Girona</td><td>Murcia</td><td>Navarra</td><td>Toledo</td><td>País Vasco</td><td>Coruña</td><td>Mallorca</td><td>IBERICA</td></tr><tr><td colspan="9"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="9">Hombres</td></tr><tr align="CENTER"><td>25-74 </td><td>36,1</td><td>35,7</td><td>38,3</td><td>36,3</td><td>35,7</td><td>40,9</td><td>27,1</td><td>35,6</td></tr><tr align="CENTER"><td>35-64* </td><td>32,1 </td><td>31,8</td><td>36,5</td><td>29,3</td><td>31,7</td><td>36,6</td><td>22,4</td><td>31,4 </td></tr><tr><td colspan="9">Mujeres</td></tr><tr><td>25-74 </td><td>45,6</td><td>46,1</td><td>43,7</td><td>58,4</td><td>39,1</td><td>49,2</td><td>38,2</td><td>45,6</td></tr><tr><td>35-64* </td><td>41,0 </td><td>5,2</td><td>34,8</td><td>48,0</td><td>31,5</td><td>33,8</td><td>26,5</td><td>32,2</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="9"><hr></hr></td></tr></table>*Estandarizada por la poblacion mundialConclusiones: La letalidad estandarizada del infartoagudo de miocardio en la población de 35 a 64 años esdel 31,4% en hombres y 32,2% en mujeres. En España existeuna variabilidad geográfica de la letalidad del infartoagudo de miocardio<hr></hr>VARIABILIDAD GEOGRÁFICA EN ESPAÑA EN LAS TASASDE INCIDENCIA Y MORTALIDAD POBLACIONALES POR INFARTO AGUDO DEMIOCARDIO EN EL ESTUDIO IBERICAJ.Marrugat, M. Fiol, J. Sala, M. J. Tormo, A. Segura, J.Muñiz, J. M. Arteagoita, E. Aldasoro, C. Moreno, R. Elosuapor los investigadores del IBÉRICA. IMIM,Barcelona.InstitutMunicipal d'investigació Mèdica (IMIM).Barcelona.Aunque amenor escala, la variabilidad que se observa en la mortalidad porinfarto agudo de miocardio (IAM) entre países se reproduceen las comunidades autónomas españolas. El estudioIBÉRICA es un registro poblacional de esta patologíarealizado en 8 comunidades autónomas con una basepoblacional de unos 8 millones de habitantes. Se determinan lascaracterísticas demográficas, clínicas y deantecedentes patológicos de todos los casos sospechosos deIAM de las áreas participantes donde se calcularon las tasasde incidencia y de mortalidad por 100.000 habitantes.Objetivo: Determinar las tasas de incidencia ymortalidad en las 8 comunidades autónomas de Españaparticipantes en el IBÉRICAMétodos: Se registran y estudian todos los casossospechosos de IAM en la 8 áreas de estudio detectados apartir del registro activo de los pacientes ingresados en lasunidades coronarias, los listados de altas hospitalarias, losboletines de defunción y el transporte sanitariomedicalizado.Resultados: Los datos correspondientes a la incidenciaacumulada (tasa de ataque) y la mortalidad en la poblaciónde hombres y mujeres de 25 a 74 años estandarizados por lapoblación mundial se presentan en la tabla.<table><tr><td colspan="8"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td></td><td>Girona</td><td>Murcia</td><td>Navarra</td><td>Toledo</td><td>PaísVasco</td><td>Coruña</td><td>Mallorca</td></tr><tr><td colspan="8"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="8">Ataque</td></tr><tr align="CENTER"><td>H 25-74 a </td><td>179,3</td><td>244,3</td><td>208,8</td><td>183,0 </td><td>196,3 </td><td>119,8 </td><td>231,6</td></tr><tr align="CENTER"><td>M 25-74 a</td><td>39,3</td><td>62,5 </td><td>38,7 </td><td>39,0 </td><td>37,3 </td><td>24,9 </td><td>21,6</td></tr><tr><td colspan="8">Mortalidad</td></tr><tr><td>H 25-74 a</td><td>61,5 </td><td>84,3 </td><td>78,3 </td><td>63,0 </td><td>67,2 </td><td>47,0 </td><td>60,9</td></tr><tr><td>M 25-74 a</td><td>17,5 </td><td>27,8 </td><td>15,8 </td><td>21,9 </td><td>14,0 </td><td>11,5 </td><td>7,9</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="8"><hr></hr></td></tr></table>Conclusiones: 1) Existe una importante variabilidadentre las diferentes zonas participantes tanto en la incidenciacomo en la mortalidad del infarto agudo de miocardio. 2) Laincidencia de infarto agudo de miocardio en las diferentes zonas deEspaña participantes es de las más bajas delmundo.<hr></hr>VARIABILIDAD EN LA PRÁCTICA DE CESÁREAS ENTREHOSPITALES PÚBLICOS DE LA COMUNIDADVALENCIANAJ.Librero, S. Peiró, S.Márquez-Calderón.EscuelaValenciana de Estudios para la Salud. Instituto deInvestigación en Servicios de Salud. Escuela Andaluza deSalud Pública.Antecedentes. El crecimiento en la tasa decesáreas es un fenómeno común a lospaíses desarrollados, y tanto esta tendencia como lavariabilidad en las tasas entre distintas áreas no hanpodido explicarse por diferencias de riesgo obstétrico. EnEs-paña, los estudios realizados calculan tasas crudas y noaportan información sobre los motivos de realizaciónde cesáreas. Los objetivos de este trabajo son: 1)determinar la asociación entre la decisión derealizar cesárea y algunos factores clínicos y noclínicos, y 2) determinar si existe variabilidad entre loshospitales de la Comunidad Valenciana tras considerar lasdiferencias en los factores de riesgo obstétrico.Métodos: A partir del CMBD se seleccionaron todoslos partos ocurridos en 1994 y 1995 (36.819) en 11 hospitalespúblicos de la Comunidad Valenciana. Se usaron lassiguientes variables y definiciones: 1) Factores clínicos nonecesariamente indicativos de cesárea: edad, peso al nacer,comorbilidad de la madre, cesárea previa, embarazomúltiple. 2) Factores clínicos que sugieren riesgomaterno-fetal: la variable riesgo materno-fetal se construyóa partir de la clasificación de Anderson y Lomas (AndersonGM, Lomas J. N Engl J Med 1984; 311:887-892), que incluye 5categorías jerárquicas: presentación denalgas, distocia, sufrimiento fetal, otros factores de riesgomaternos o fetales, y otros partos no normales. 3) Factores consentido clínico ambiguo: estancia preparto, ingreso urgenteo programado. 4) Factores no clínicos: día delnacimiento y hospital. Se realizó un análisisbivariante, y después se utilizó un modelomultivariante de regresión logística no condicionalpara aislar el efecto de las diversas variables sobre lacesárea. El rendimiento del modelo se evaluósegún la aproximación entre sus predicciones y losresultados observados, midiendo la capacidad discriminativa ycalibración (estadísticos C y Hosmer-Lemeshow). Lasdiferencias en el comportamiento de los hospitales en lapráctica de cesárea se evaluaron calculando la tasaesperada en cada uno de ellos (según distribución encada hospital de los factores de riesgo conocidos) ycomparándola con la tasa observada.Resultados: El porcentaje de cesáreas fue del17,6% de los partos, con un rango de 14,7 a 25% según elcentro. La opción quirúrgica fue la más usadaante determinados factores de riesgo o circunstancias:anomalías del cuello uterino, hemorragia anteparto,presentación de nalgas, distocia, y cesárea previa.Se identificaron amplias diferencias entre hospitales en eldiagnóstico de factores de riesgo y en la indicaciónde cesárea en presencia de dichos factores. En elanálisis multivariante, los factores de riesgo maternos yfetales mostraban una fuerte asociación con larealización de cesárea; pero otros factores noclínicos, como el día de la semana, también seasociaron a esta práctica. Después de ajustar por losfactores de riesgo identificados en la regresiónlogística, persistió la variabilidad en las tasas decesáreas entre hospitales, variando la razón decesáreas observadas/esperadas entre 0,72 y 1,56.Conclusiones: Los resultados sugieren una altavariabilidad entre hospitales en la práctica decesárea, que no se explica por las diferencias en riesgosobstétricos.<hr></hr>HOSPITALIZACIÓN POR PROBLEMAS DE SALUD SENSIBLES ACUIDADOS AMBULATORIOS EN EL HOSPITAL VIRGEN DE LASNIEVESS.Márquez-Calderón, M. M. Rodríguez, J. Ortiz,E. Perea-Milla, F. Pérez.HospitalUniversitario Virgen de las Nieves. Escuela Andaluza de SaludPública.Antecedentes. El concepto de hospitalizaciones sensiblesa cuidados ambulatorios (HSCA) hace referencia a una serie deprocesos en que la atención ambulatoria efectiva y a tiempopuede ayudar a disminuir los riesgos de hospitalización, yasea previniendo el inicio de una enfermedad (ej., enfermedadesinmunizables), tratando una enfermedad aguda (ej., neumonía)o controlando una enfermedad crónica (ej., diabetes). Lamayor parte de las investigaciones sobre HSCA se han realizado enEstados Unidos, si bien en España se ha estudiado el tema enValencia y Cataluña, encontrándose una altavariabilidad entre ambas comunidades. El objetivo del estudio esdeterminar la magnitud del problema en la zona de referencia de unhospital público que atiende a una población de304.864 habitantes.Métodos: Estudio descriptivo. Los sujetos deestudio fueron los ingresados en el Hospital Virgen de las Nievesde Granada durante 1997 y 1998 con un diagnóstico principalpor cualquiera de las causas incluidas en las clasificacionesAmbulatory Care Sensitive Conditions (Billings J. Health Affairs1993;12:162-73) y Avoidable Hospitalizations (Weissman JS. JAMA1992; 268: 2388-94), y algunos otros diagnósticos (ej.,gastroenteritis), que se añadieron por suponer que erantambién sensibles a la atención ambulatoria. Losregistros de ingresos se seleccionaron a partir del CMBD delhospital. Se calculó la proporción de HSCA del totalde ingresos del hospital y cuáles (dentro de las HSCA) eranlos diagnósticos más frecuentes.Resultados: El número de ingresos por HSCA fue de3.826 en 1997 (9,1% del total de ingresos) y 4.389 en 1998 (10,3%).Mientras que los ingresos totales en el hospital aumentaron un 2 % entre estos dos años, los ingresos porHSCA aumentaron un 15%. Los diagnósticos másfrecuentes como causa de ingreso fueron la enfermedad pulmonarobstructiva crónica y la neumonía (cada una supuso un13% de las HSCA), seguidas de la insuficiencia cardíaca(11%), angor (10%), afecciones de garganta, nariz y oídos(8%), gastroenteritis (7%), infecciones del tracto urinario (6%),celulitis (5%), úlcera gastroduodenal (5%) y asma (4%).Estos 10 diagnósticos fueron los responsables del 82% de losingresos por HSCA y del 8% de total de los ingresos del hospital.Tres de estos diagnósticos causan ingresos fundamentalmenteen el Servicio de Neumología y dos de ellos en el decardiología. Los ingresos por los 3 diagnósticosmás frecuentes aumentaron de forma considerable entre 1997 y1998: la enfermedad pulmonar obstructiva crónicaaumentó un 38%, la neumonía un 12%, y lainsuficiencia cardíaca un 38%. Otros diagnósticossupuestamente menos sensibles a variaciones según lascaracterísticas de la epidemia de gripe tambiénsufrieron un incremento: los ingresos por gastroenteritisaumentaron un 14% y los causados por infecciones del tractourinario un 27%.Conclusiones: 1) Los ingresos por HSCA sonaproximadamente un 10% de la hospitalización. 2) Entre losdos años estudiados se produjo un incremento de ingresos porHSCA superior al incremento total de los ingresos (15%versus 2%); si bien es necesario estudiar laevolución durante más años para establecer unatendencia.<hr></hr>ALTAPRECOZ DESPUÉS DEL PARTOM. M.García, G. Maroto.EscuelaAndaluza de Salud Pública. Granada.Antecedentes y objetivo: Los cambios en lasprácticas de atención al proceso del nacimientoestán afectando a las pautas de alta hospitalaria de lamadre y el recién nacido. Durante los últimosaños, en diferentes países, así como en loshospitales públicos andaluces, las estancias de menos de 48horas, en el caso de parto vaginal no complicado, constituyen unapráctica cada vez más frecuente. La literaturacientífica no aporta evidencias claras sobre la seguridadclínica del alta temprana, al igual que se encuentranresultados contradictorios referentes a los efectos de este tipo dealta sobre la lactancia materna, la utilización de serviciossanitarios postparto o el bienestar psicológico de la madre.El presente estudio, pretende comparar las repercusionesclínicas y psicosociales de la práctica del altaprecoz (APH: antes de las 48 horas postparto), y la prácticaconvencional de alta (ACH: a las 48 horas o más) que sevienen realizando en dos hospitales de la red públicaandaluza, respectivamente.Métodos: Se realiza un estudiomulticéntrico prospectivo de tres años deduración, con seguimiento de dos cohortes de madres yrecién nacidos que en el momento del alta eran clasificadoscomo sanos. Se entrevistan al alta y al mes postparto a 1209madres. Se recoge información sobre reingresos neonatales ymaternos y otras variables de morbilidad y utilización deservicios, sobre lactancia materna, bienestar psicológico ysatisfacción con el tiempo de estancia. Se evalúa laexistencia de diferencias entre grupos utilizando el test Chicuadrado y el test de Fisher.Resultados: No observamos diferencias significativas enel porcentaje de reingresos neonatales, sin embargo, es mayor elporcentaje de reingresos maternos en el grupo de ACH (1,4% frenteal 0,4% del APH, p = 0,041). En el grupo de APH, el 98% realizanconsultas neonatales frente al 88% de las madres con ACH (p >0,0001), y también son más las que realizan consultaspor un motivo de salud propio (31% del APH frente al 20% del ACH, p< 0,0001). El 12% de los neonatos en el grupo APH fuerondiagnosticados de ictericia en la primera consulta médica,frente al 3% en el grupo ACH (p < 0,0001). También sedetectan algunos trastornos más frecuentes en los nacidos enel grupo APH (estreñimiento, intolerancia a la leche oreflujo gastroesofágico), aunque no se observan diferenciasrelacionadas con otros problemas que, según la literaturapudieran relacionarse con un alta temprana (problemas decorazón, de riñón y traumatismos en el parto).Aunque al alta son más las madres del APH que lactansólo al pecho (92% frente al 82% del ACH, p < 0,0001), almes no se observan diferencias en el porcentaje de madres quecontinúan la lactancia. Por otro lado, tanto al alta como almes, aunque las madres del APH se perciben con mayor vitalidad yenergía que las del ACH, son más las quepodrían clasificarse como madres con un estado deánimo deprimido (al mes, 11% del APH frente al 5% del ACH, p= 0,002). Al mes, las madres del grupo ACH se muestran mássatisfechas con el tiempo de estancia hospitalaria posparto que lasdel APH.Conclusiones: La seguridad clínica de las madresy neonatos no se ha visto mermada por el alta precoz. Se evidenciauna mayor incidencia de ictericia neonatal en el grupo de altaprecoz, aunque esto no se ha traducido en un incremento delporcentaje de reingresos. Por otro lado, el alta precoz parecerepercutir una mayor utilización de servicios y sobre elbienestar psicológico y satisfacción de las madrescon el tiempo de estancia hospitalaria postparto.<hr></hr>ESTIMACIÓN DE LA INCIDENCIA Y PREVALENCIA DELPERÍODO DE ENFERMEDAD TERMINAL EN PACIENTES CONCÁNCER RESIDENTES EN LA PROVINCIA DE GRANADAC.Martínez, M. J. Sánchez, F. J. Alaminos, R.Gálvez.Registro deCáncer de Granada, EASP. H. U. Virgen de las Nieves.Granada.Antecedentes y objetivo: El período de enfermedadterminal (PET) es el tiempo que transcurre entre el final deltratamiento con finalidad curativa y la muerte. Aunque no existenya posibilidades de curación, la demanda de atenciónsociosanitaria es importante, y está orientada,fundamentalmente, a paliar los síntomas. Se plantea comoobjetivos: 1) conocer el porcentaje de fallecidos por cáncerque pasan por un PET; 2) analizar la duración del PET, y 3)estimar para el año 1997 la incidencia y prevalencia del PETen los pacientes con cáncer residentes en la provincia deGranada.Métodos: Estudio transversal de base poblacionalcon seguimiento histórico. Se incluyeron como casos losfallecidos por cáncer entre junio-diciembre de 1995,residentes en la zona norte de Granada ciudad y en 10 municipiospróximos a la capital. La población total delárea es de 216.203 hab. La identificación de loscasos se hizo a partir de los Certificados de Defunción (CD)recogidos en los municipios. La información del CD secontrastó con la existente en el Registro de Cáncerde Granada y en los centros hospitalarios. Los datossociodemográficos se obtuvieron del CD: edad alfallecimiento, sexo, municipio de residencia, y municipio y lugarde fallecimiento (hospital o domicilio). Los datos sobre laenfermedad se recogieron de la historia clínicahospitalaria: localización del tumor, fecha de inicio delPET, actividad funcional al inicio del PET (ECOG) y atenciónhospitalaria durante el PET.Resultados: Se identificaron 246 fallecidos porcáncer. Se excluyeron 6 casos sin informaciónclínica en los hospitales y 3 en los que, aunqueexistía historia hospitalaria, ésta nopermitía conocer si habían pasado por un PET. De los237 sujetos incluidos, el 89% había pasado por PET. La edadmedia en el momento de la muerte fue de 69 años. El 64 %eran hombres. Los cánceres más frecuentes fueron losde pulmón en hombres y los de aparato digestivo en mujeres.El 61% falleció en el hospital.La mediana deduración del PET fue de 3,2 meses (0,26 años),observándose diferencias estadísticamentesignificativas en relación a la localización deltumor y al grado de actividad funcional.En elaño 1997, la tasa de mortalidad por cáncer en laprovincia de Granada fue de 196 por 100.000 hab. Para lasestimaciones se ha considerando que, en el área estudiada,las características de la población son similares alas del total de la provincia (812.971 hab.), y dado que el 89% delos fallecidos por cáncer pasaron por un PET, la incidenciade enfermos que pasarían por un PET sería de174 * 100.000 hab. La tasa deprevalencia se estimaría en 45,2 * 100.000 hab. (174 *0,26) y elnúmero de casos prevalentes en PET se estimaría en367.Conclusiones: El conocimiento de la incidencia,prevalencia y duración del PET en los enfermos concáncer es importante para la planificaciónasistencial, pudiendo contribuir a mejorar la organizaciónde los servicios y con ello la calidad de vida del enfermo yfamiliares en la última fase de la enfermedad.<hr></hr>ANÁLISIS DE LA DEMANDA DE ATENCIÓN URGENTE ENBARCELONAM. Gil, A.Guarga, G. Torras, C. Borrell, M. Pasarín, A.Plasencia.ConsorciSanitari de Barcelona. Institut Municipal de la Salut.Antecedentes: La atención a las urgencias es unproceso que incluye tanto a niveles asistenciales clásicos(atención primaria u hospitalaria), como a dispositivosespecíficos creados con este fin. El conocimiento de lascaracterísticas de la demanda es necesario para una adecuadaplanificación de los recursos. El objetivo del presenteestudio es conocer las característicassociodemográficas y clínicas de los pacientesatendidos de urgencia en los diferentes dispositivos de Barcelonaasí como los flujos de pacientes entre recursos.Métodos: Durante 3 semanas se registraron yanalizaron todas las urgencias atendidas en los hospitalespúblicos de Barcelona, los 13 centros de atencióncontinuada (CAC) que dan atención fuera del horario normalde atención primaria y las atendidas por el serviciocoordinador de urgencias (SCUB-061), que es un servicioespecífico de atención a las urgencias o emergencias,al cual se accede mediante llamada telefónica y concapacidad de movilizar recursos (medico a domicilio o ambulanciasanitarizada) según las características de lademanda. Se registraron las característicassociodemográficas y clínicas de las personasatendidas, procedimientos empleados, así como el origen y laresolución de la demanda.Resultados: Durante las 3 semanas de estudio seregistraron 36.318 llamadas al SCUB-061 (1.729 llamadas/día)y se atendieron 56.577 urgencias en los diferentes recursos (2.694urgencias/día). El 64,2% fueron atendidas en los hospitalesde la XHUP, el 16,5% en los CAC y el 19,4% fueron serviciosmovilizados por el SCUB-061. El día con mayor númerode urgencias fue el domingo, disminuyendo progresivamente a lolargo de la semana. Las franjas horarias con mayor actividad sonlas comprendidas entre las 10 y las 13 horas y entre las 16 y 19 h.El 52,5% fueron mujeres, siendo el grupo de edad mas frecuente elde 15-44 años (40%). Los motivos de consulta másfrecuentes fueron las lesiones (25%), síntomas y signos maldefinidos (13,9%), enfermedades del aparato respiratorio (11,3%) yenfermedades del aparato locomotor (9,3%), existiendo variabilidadsegún el recurso analizado. Un 84% de los pacientes fueronal recurso por iniciativa propia y el resto derivados de otrosrecursos. De las urgencias atendidas en los hospitales el 9,7% seingresaron y de las atendidas por el SCUB-061, el 53,3% implicaronun traslado hospitalario del paciente. Se produjeron 64exitus (0,3%).Conclusiones: El conocimiento de lascaracterísticas de la demanda de atención urgente esun elemento indispensable en la planificación sanitaria quepermite la adecuación de los recursos existentes.<hr></hr>EXPECTATIVAS Y MOTIVACIONES DE LOS USUARIOS DE SERVICIOS DEURGENCIAS HOSPITALARIOS PÚBLICOS DE BARCELONAM. I.Pasarín, C. Borrell, A. Plasencia, M. Gil, G. Torras, A.Guarga.InstitutMunicipal de Salut Pública de Barcelona. Consorci Sanitaride Barcelona. Universitat Autònoma de Barcelona.Objetivos: Conocer las expectativas y motivaciones delos usuarios de servicios de urgencias hospitalariospúblicos de la ciudad de Barcelona, y los factoresasociados.Métodos: Estudio transversal en el que seencuestó a una muestra representativa de los usuarios de losservicios de urgencias hospitalarios públicos de Barcelona.Se hizo un muestreo sistemático de los usuarios de 3 semanas(junio y octubre de 1999 y enero de 2000); el tamaño totalde muestra fue de 6.662 personas. Se estudió el grado deacuerdo/desacuerdo, mediante una escala Likert, con cincosentencias: 1) «la gravedad del problema de salud hace quesea mejor tratarlo en un servicio de urgencias hospitalario»;2) «en otros servicios de urgencia podían resolvertambién el problema»; 3) «en el hospital sesolucionará antes el problema»; 4) «en elhospital me tratarán mejor que en otros sitios», y 5)«en el ambulatorio o en el 061 no hay pediatras deguardia». Como variables independientes: edad, sexo, clasesocial, número de personas con las que convive, díade la semana, hora del día, tipo de cobertura sanitaria,presencia de trastornos crónicos, visita al centro deatención primaria (CAP) en los últimos 3 meses,visita urgente en el último año, tipo de servicio alque se ha hecho la consulta urgente actual, quién toma ladecisión de acudir a un servicio de urgencias hospitalario,y a los residentes en Barcelona: modelo de atención primaria(APS) según lugar de residencia (reformado o tradicional) ynivel socioeconómico del área de residencia. Serealizó un análisis descriptivo de la muestra y unanálisis multivariado mediante modelos de regresiónlogística para conocer los factores asociados a lasexpectativas.Resultados: Más del 80% estuvieron de acuerdo/muyde acuerdo en que la gravedad del problema requería unservicio de urgencias hospitalario y en que en el hospital sesolucionaría antes el problema. Más del 70% estabantambién de acuerdo en que en el hospital serían mejortratados que en otros sitios. Cerca del 50% mostraron desacuerdo enque en otros lugares como la APS y el 061 (servicio de urgenciastelefónico) se podría resolver el problema de salud,aunque este aspecto tuvo un 21% de no respuesta. Lavaloración de que en los servicios extrahospitalrios no haypediatras de guardia tuvo un 47% de personas que estaban deacuerdo, aunque un 30% no respondió. Ser de clase socialacomodada y vivir en zonas de nivel socioeconómico alto seasociaron a estar en desacuerdo con que la gravedad del problemarequería su tratamiento hospitalario, que en el hospitalserían mejor tratados que en otros sitios y que en elambulatorio o en el 061 no hay pediatras de guardia.Conclusiones: Se pone en videncia la creencia de que enlos servicios de urgencia extrahospitalarios no hay capacidad deresolver la mayoría de las urgencias de los servicioshospitalarios, además de que en éstos el tratoserá mejor y en mas rápido. Factoressocioeconómicos son los principalmente asociados a dichascreencias.<hr></hr>ANALISISDE LOS CAMBIOS EN LA DEMANDA DE ATENCION URGENTE EN LOS HOSPITALESDE LA RED DE HOSPITALES DE USO PUBLICO DE LA CIUDAD DE BARCELONA ENEL PERÍODO HIVERNALM. G.Torras, A. Guarga, M. Gil, A. Plasencia, C. Borrell, M.Pasarín.ConsorcioSanitario de Barcelona.Antecendentes: El conocimiento de lascaracterísticas de la demanda que tenga en cuenta aspectoscualitativos, así como su evolución y cambiosestacionales es fundamental para una adecuada planificacióny organización de los recursos sanitariosofertados.El objetivodel estudio es el de conocer las característicassociodemográficas y clínicas de los pacientesatendidos en los servicios de urgencia de los hospitalespúblicos de la ciudad y de los cambios en el períodoinvernal.Métodos: El estudio se basa en el registro detodas las urgencias atendidas en los hospitales públicos deBarcelona durante 2 semanas pertenecientes a 2 períodosestacionales diferentes del año (1999-2000).Se recogeinformación relativa a: perfil demográfico,morbilidad, procedencia territorial, origen y resolución dela urgencia.Se comparanresultados obtenidos entre semanas.Resultados: No se registran cambios importantes en elnúmero de urgencias atendidas, perfil demográfico,procedència territorial y origen de la demanda en lapoblación atendida en los servicios de urgencias(tabla).La patologiarespiratoria se incrementa en un 109,5% de junio aenero.El porcentagede ingresos se incrementa en un 34%, especialmente a expensas de lapatologia respiratoria que representa el 24,1% de los ingresosdurante la semana de enero. <table><tr><td colspan="3"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td></td><td>Junio(1999)</td><td>Enero(2000)</td></tr><tr><td colspan="3"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td>Número urgencias registradas </td><td>13.055 </td><td>12.463</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="3">Perfildemográfico: </td></tr><tr align="CENTER"><td>-- 0-14 años</td><td>14,3%</td><td>17,2%</td></tr><tr align="CENTER"><td>-- 15-64 años</td><td>61,6%</td><td>55,4%</td></tr><tr align="CENTER"><td>-- > 64 años</td><td>24,1%</td><td>27,5%</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="3">Procedenciaterritorial </td></tr><tr align="CENTER"><td>-- Barcelona-ciudad </td><td>79,2%</td><td>79,1%</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="3">Origen de laurgencia</td></tr><tr align="CENTER"><td>-- Propia iniciativa </td><td>79,7%</td><td>83,6%</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="3">Resolución de laurgencia </td></tr><tr align="CENTER"><td>-- Domicilio </td><td>79,8%</td><td>77,2%</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="3"><hr></hr></td></tr></table>Conclusiones: Durante el período de invierno, lademanda de atención urgente en los hospitalespúblicos de Barcelona no aumentacuantitativamente.Secaracteriza por tener un perfil demográfico similar al restodel año, con un importante predominio de la la patologiarespiratoria y que requiere ser ingresada con mayor frecuencia.Parece recomendable incrementar temporalmente la estructurahospitalaria, durante el invierno, reforzando la vinculaciónal area de urgencias.<hr></hr>SESIONCOMUNICACIONES CARTEL 4Estilos de vidaModeradora: M.a LuisaRegagliato<hr></hr>EFECTIVIDAD SOBRE LA CALIDAD DE VIDA DEL TRATAMIENTO DE LADISFUNCIÓN ERÉCTIL CON SILDENAFILOE.Martínez-Sánchez, I. Oyagüez, A.Gil.Unidad deDocencia e Investigación en Medicina Preventiva y SaludPública. Universidad Rey Juan Carlos. Madrid.Objetivo: Evaluar la efectividad de sildenafilo encondiciones de uso habitual en pacientes con disfuncióneréctil (DE) de cualquier etiología tratados enAtención Primaria y determinar la satisfacción deestos pacientes con diferentes aspectos de su vida, antes ydespués de haber sido tratados con sildenafilo.Material ymétodos: Estudio abierto, no comparativo,multicéntrico, observacional, prospectivo desatisfacción con la vida. Muestra: un total de 2816pacientes, de Atención Primaria, con DE fueron tratados con50 mg (con posibilidad de ajuste a 25/100 mg segúnnecesidad) de sildenafilo durante al menos 2 meses y medio.Materiales: Para evaluar la efectividad de sildenafilo sobre eltratamiento de la DE se uso el «Indice Internacional deFunción Eréctil» (IIEF). La calidad de vida fuemedida a través del cuestionario «Life-satisfactionCheck List» (LSCL). Ambos cuestionarios fueron cumplimentadosantes de comenzar el tratamiento (visita basal) y después definalizar el mismo. De forma opcional, se ofrecía a lasparejas de los pacientes un tercer cuestionario, «Indice deSatisfacción con el Tratamiento para la DE» (EDITS),en su versión para la pareja.Resultados: De la muestra total, el 39,5% eran enfermoscardiovasculares (dislipemia, HTA, CI), el 23,4% diabéticos,el 21,2% con patología prostática, el 11,8%depresivos y sólo el 1% presentaba algún tipo delesión medular. A partir de las respuestas dadas al IIEF, seformaron las siguientes dimensiones: función eréctil,función orgásmica, deseo sexual, satisfaccióncon el acto sexual y satisfacción. Tanto en la muestratotal, como para cada uno de los grupos de patologíasestudiadas, se encontraron diferencias estadísticamentesignificativas entre las puntuaciones pre y postratamiento, entodas las dimensiones del IIEF (p < 0,05). De igual forma, lasatisfacción con los diferentes aspectos de la vidaanalizados (sexual, pareja, familiar, amigos, ocio,situación laboral y económica) presentóincrementos estadísticamente significativos, tras la toma desildenafilo, en los diferentes grupos de pacientes considerados (p< 0,05). Por último, se observó que, en general,las parejas de los pacientes tratados con sildenafilo estabanbastante satisfechas respecto al tratamiento y la rapidez de suactuación. Igualmente, declararon que el tratamientohabía satisfecho sus expectativas y que habíaaumentado su sensación de ser sexualmente deseables.Resultados similares se encontraron en los diferentes grupos deenfermedad estudiados.Conclusiones: El tratamiento con sildenafiloresultó ser efectivo para el tratamiento de la DE en losgrupos de pacientes estudiados. De igual forma, eindependientemente de la patología considerada, seobservaron incrementos estadísticamente significativos en lasatisfacción con todos los aspectos de la vida analizados,tras el tratamiento con sildenafilo. Por último, las parejasde los pacientes tratados con sildenafilo se mostraron muyfavorables a que sus parejas continuaran el tratamiento.<hr></hr>PREVALENCIA, CARACTERÍSTICAS, CONOCIMIENTOS YACTITUDES DEL CONSUMO DE TABACO EN LOS PROFESIONALES SANITARIOS DEATENCIÓN PRIMARIA DEL ÁREA DE TALAVERA DE LAREINAJ.García Guerrero, S. Sánchez Serrano, V. Ruiz Romero,G. Sánchez Sánchez.CentroRegional de Salud Pública. Gerencia de AtenciónPrimaria. Servicio de Prevención del Hospital NuestraSeñora del Prado de Talavera de la Reina.Antecedentes y objetivo: El tabaquismo es uno de losproblemas más importantes al que nos enfrentamos hoy endía. Según estimaciones de distintos autores esresponsable de más de 48000 muertes al año enEspaña (12% de las muertes). El consumo de tabaco representala primera causa de morbimortalidad prevenible y evitable en lospaíses desarrollados. Las personas fumadoras presentan unadisminución de la esperanza de vida de 10 a 20 añosrespecto a los no fumadores. Los profesionales sanitariosconstituyen un colectivo muy importante en la prevención ycontrol del tabaquismo. La prevalencia del tabaquismo entre elpersonal sanitario de nuestro país, según los datosde un estudio realizado en 1998 por el Ministerio de Sanidad, hadescendido 10 puntos en 11 años. A pesar de esto losprofesionales sanitarios fuman más que la poblacióngeneral, cuyo porcentaje, según la Encuesta Nacional deSalud (ENS) de 1997 es del 38,9% frente al 35,7% de lapoblación general.Los objetivosde este estudio son conocer la prevalencia y lascaracterísticas del hábito tabáquico en losprofesionales sanitarios de Atención Primaria (AP) delárea sanitaria de Talavera de la Reina (ASTR) y analizar susactitudes ante el tabaquismo.Métodos: Se realizó un estudio descriptivotransversal para conocer la prevalencia, conocimientos y actitudesdel consumo de tabaco en todo el personal sanitario de AP del ASTR.El método de recogida de datos fue un cuestionario con 39preguntas que permitía recabar información sobre:datos generales, datos de prevalencia y características delhábito tabáquico, y datos sobre conocimientos yactitudes sobre el tabaquismo. Se envió el cuestionario atodo el personal sanitario de AP del ASTR, siendo devueltoscumplimentados por el 78,6% de los mismos.Resultados: El 39,8% de los sanitarios de AP del ASTRson fumadores (35,5% de los médicos y 45% de enfermeros). Elpersonal sanitario femenino fuma en un 39,7% frente al 38,4% delmasculino. Entre los fumadores, el 19,1% fuma más que hacedos años, mientras que el 25% fuma menos. Un 40,6% de losfumadores piensa que dentro de dos años no fumará.Sólo un 62,5% afirma la existencia de zonasseñalizadas de no fumar en su centro sanitario.Conclusiones: El personal sanitario, a pesar de ladisminución de los últimos años, continuafumando más que la población general según laENS. La prevalencia de fumadores en el área es muy similar ala del Insalud, siendo la prevalencia mayor entre el personal deenfermería que en el médico. Las mujeres fumanmás que los hombres, aunque las diferencias son menores delas esperadas según los datos de la ENS. El principal motivopara dejar de fumar sería proteger la salud y evitar laaparición de enfermedades relacionadas con el tabaco.Curiosamente los no fumadores son más restrictivos que losexfumadores en cuanto a la permisividad hacia el tabaco.<hr></hr>ACTITUDANTE EL TABAQUISMO: PERFIL EPIDEMIOLÓGICO DE LAACTUACIÓN TERAPÉUTICA EN MÉDICOS DEATENCIÓN PRIMARIA EN LA COMUNIDAD VALENCIANAM. T.Miralles, J. Peñalver, O. ZurriagaDirección General de Salud Pública. Conselleriade Sanidad. Comunidad Valenciana.Antecedentes y objetivo: Se han realizado pocos estudiosque se basen en la iniciativa del abandono del hábitotabáquico y en el tipo de indicaciónterapéutica por parte del médico. El objetivo esanalizar las actuaciones terapéuticas para ladisminución o el abandono del hábito tabáquicoen Atención Primaria (AP) y su asociación con lascaracterísticas de los médicos que las indican y suspacientes.Métodos: Se ha estudiado las actuacionesdirigidas a disminuir el consumo de tabaco, o a eliminar elhábito, en pacientes atendidos por médicosintegrantes de la Red Centinela en 1998, que consultan porcualquier problema o patología. Se han recogido lasvariables: género y edad del paciente y del médico,tipo de población (rural/urbana), iniciativa de la consulta,tipo y cantidad de tabaco, y presencia de patologíasasociadas. Se han comparado las proporciones de lascategorías de la variables (Chi cuadrado) y analizadomediante regresión logistica la variable respuesta:atención terapéutica mínima (ATM), obteniendola razón de odds (OR) con intérvalos de confianza(IC) al 95%.Resultados: Se analizaron 685 consultas realizadas por48 médicos. El 57,9% de pacientes eran mayores de 40años y varones el 64,8%. La iniciativa de abandono delhábito era del médico en el 75% de los casos, de lospacientes en el 19,7% y de una tercera persona en el3,4%.El tipo deactuación indicada en la mayoría de las consultas esla ATM, que es pautada por médicos en el 72,6% de lasconsultas frente al 86,8% de las médicas. En losmédicos jóvenes predomina la ATM (84,5%) frente a losmayores (73,4%). Existen diferencias significativas entremédicos varones y mujeres, éstas usan menossustitutivos de la nicotina (8,4% frente al 18%) y menos terapiasalternativas (2,9% frente a 7,4%).La iniciativade la consulta por el paciente es mayor en mujeres mayores de 40años (29,5% frente a 19,6% en hombres).En el 48,7%de los casos se da una patología asociada como motivo parala actuación; el deseo de encontrarse mejor estápresente en el 28,9% y la presión familiar en el12,5%.Se haobtenido una OR de 0,0017 (IC95%: 0,000-0,494) para la variableiniciativa de la consulta por parte del médico, y una OR de0,009 (IC95%: 0,000-0,183) para la variable iniciativa de unatercera persona.Conclusiones: La inciativa de la consulta es el factormás relacionado con la indicación de ATM. El genero yedad del profesional son determinantes para que el fumador tome lainiciativa de la consulta y se da en mayor proporción cuandoel médico es varón y de más edad. Lainiciativa de una tercera persona se da más anteprofesionales que son mujer y en casos que son hombres.<hr></hr>PREVENCIÓN DEL TABAQUISMO EN LA ADOLESCENCIA: ELPROYECTO «EUROPEAN SMOKING PREVENTION FRAMEWORKAPPROACH» (ESFA)C. Ariza,M. Nebot, Z. Tomás, M. Jané.InstitutoMunicipal de Salut Pública de Barcelona.Objetivo: Describir las características inicialesde los grupos de intervención y control de unaintervención de prevención del tabaquismo enescolares de 3 años de duración realizada en el marcode un proyecto europeo (European Smoking prevention FrameworkApproach).Métodos: Entre octubre y diciembre de 1998,previamente al inicio de la intervención, seadministró en ambos grupos un cuestionario diseñadoen la Universidad de Maastricht y del que se realizó unaprueba piloto previa en cada uno de los paísesparticipantes. El cuestionario comprende un bloque común conpreguntas sociodemográficas y sobre los determinantescognitivos del hábito tabáquico, y un bloque definidoen cada país, que en nuestro caso incluye preguntas sobreotros comportamientos relacionadas con la salud. Se realizóuna encuesta a 1.952 alumnos de primero de EnseñanzaObligatoria Secundaria (ESO) de 53 escuelas de la ciudad deBarcelona (37 en el grupo control y 16 en el grupointervención). Para comparar el grupo intervención yel grupo control se realizó un análisis bivariadopara todas las variables sociodemográficas y decomportamiento, mediante la prueba c2 para comparación deproporciones.Resultados: La muestra está compuesta por 987(50,9%) chicos y 951 (49,1%) chicas, de los que la mayoría(87,6%) había cumplido 13 años en el momento de laencuesta. Un 59,9% de los alumnos declaraban recibir más de300 pesetas por semana para gastos personales. 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Tomás, M.Ballestín.InstitutoMunicipal de Salud Pública de Barcelona.Antecedentes y objetivo: Para evaluar los resultados deun programa europeo de prevención de tabaquismo enadolescentes (European Smoking prevention Framework Approach) serealizó una encuesta previa a una muestra representativa deescolares de 1.° curso de Educación SecundariaObligatoria de Barcelona. El objetivo de este estudio es estudiarlos factores asociados con la intención de fumarsegún el género.Métodos: El cuestionario basal fue administrado a1041 escolares de 1.° de ESO de 37 escuelas de enseñanzasecundaria. Se trata de un cuestionario autoadministradodiseñado en la Universidad de Maastricht, después derealizar una prueba piloto de una versión previa en cada unode los países participantes. Incluye variablessociodemográficas, determinantes cognitivos delhábito tabáquico, y preguntas sobre otroscomportamientos relacionadas con la salud. Entre los determinantescognitivos, se han estudiado la presión social percibida, elhábito tabáquico de las personas próximas(padres y hermanos, profesores y amigos), autoeficacia percibidapara resistir las presiones sociales al consumo, y actitudes (prosy contras de fumar). Se presentan los resultados delanálisis de regresión logística multivariada(odds ratio e intervalo de confianza del 95%).Resultados: Un 29,2% (n = 302) de los escolaresexpresó la intención de fumar en el futuro,proporción que fue significativamente superior entre laschicas (34%) que entre los chicos (24,8%). Los factores asociadoscon la intención de fumar en los chicos resultaron ser lapresión ejercida por los amigos (OR = 2,2; IC: 1,3-3,6), lanorma social percibida en los amigos (OR = 2,4; IC: 1,4-4,1), teneruna puntuación baja en la escala de actitudes contrarias altabaquismo (OR = 1,7; IC: 1,0-2,7), la actitud a favor de fumar (OR= 1,8; IC: 1,1-2,9) y salir con los amigos en el tiempo libre (OR =2,0; IC: 1,0-4,0). 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    "textoCompleto" => "<p class="elsevierStylePara">SESIONCOMUNICACIONES CARTEL 1</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Estudios de seguimiento&#58; cohortes poblaciones ycl&#237;nicas</span></p><p class="elsevierStylePara">Moderador&#58;<span class="elsevierStyleItalic"><br></br>Enrique V&#225;zquez</span></p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">MORTALIDADPOR C&#193;NCER DE MAMA EN EUROPA 1956-1995&#58; AN&#193;LISIS DELEFECTO COHORTE DE NACIMIENTO&#44; EDAD Y PER&#205;ODO DEMUERTE</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">P&#46;Gonz&#225;lez&#44; G&#46; L&#243;pez-Abente&#44; T&#46; Jim&#233;nez&#44; M&#46;Poll&#225;n&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">CentroNacional de Epidemiolog&#237;a&#46; Servicio de Epidemiolog&#237;adel C&#225;ncer&#46; Centro Nacional de Epidemiolog&#237;a&#46;Instituto de Salud Carlos III&#46; Madrid&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Objetivo&#58;</span> Examinar la tendencia temporal de lamortalidad por c&#225;ncer de mama en la Uni&#243;n Europeadurante el per&#237;odo 1956-1995&#46; Identificar los cambiosasociados al per&#237;odo de muerte y a la cohorte denacimiento&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Material ym&#233;todos&#58;</span> Los datos de mortalidad por c&#225;ncer demama en mujeres &#40;CIE &#58; 174&#41; y las poblaciones por grupos de edad delos 16 pa&#237;ses de la Uni&#243;n Europea se obtuvieron de labase de datos de la Organizaci&#243;n Mundial de la Salud&#46; Elestudio comprende el per&#237;odo 1956 a 1995&#46; Se han calculadolas tasas espec&#237;ficas y las tasas ajustadas por edad&#40;poblaci&#243;n est&#225;ndar europea&#41;&#46; Analizamos el efecto dela cohorte de nacimiento&#44; de la edad y del a&#241;o defallecimiento mediante modelos log-lineales de Poisson&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> Dinamarca presenta las tasas ajustadas demortalidad m&#225;s elevadas 39&#44;28 por 100&#46;000personas-a&#241;o&#59; siendo Grecia con 22&#44;33 por 100&#46;000 yEspa&#241;a con 24&#44;68 por 100&#46;000 los pa&#237;ses con tasasm&#225;s bajas en el per&#237;odo 1991-1995&#46; La mortalidad porc&#225;ncer de mama muestra un patr&#243;n geogr&#225;ficosur-norte&#46; Se observa en los modelos un efecto cohorte predominantey com&#250;n para los pa&#237;ses de la regi&#243;n norte ysur de Europa&#58; riesgos crecientes de mortalidad por c&#225;ncerde mama en las generaciones nacidas antes de 1910-1920&#44; conestabilizaci&#243;n del riesgo en las mujeres nacidas conposterioridad&#46; Grecia y Espa&#241;a presentaron aumentos anualesdel 2&#44;5&#37; y del 2&#44;2&#37; respectivamente&#44; de la mortalidad en elper&#237;odo 1956-1995&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> La mortalidad por c&#225;ncer de mamamuestra un patr&#243;n geogr&#225;fico sur-norte&#46; El riesgo demuerte por c&#225;ncer de mama en la Uni&#243;n Europeapermanece estable para las mujeres nacidas despu&#233;s de1910-20&#46; Espa&#241;a y Grecia han presentado los mayoresincrementos de mortalidad por c&#225;ncer de mama en las cuatro&#250;ltimas d&#233;cadas&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">INCIDENCIAY PREVALENCIA DE ASMA EN EL ESTUDIO DE SEGUIMIENTO ECRHS ENESPA&#209;A</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">X&#46;Basaga&#241;a&#44; J&#46; Sunyer&#44; J&#46; P&#46; Zock&#44; M&#46; Kogevinas&#44; J&#46; M&#46;Ant&#243;&#44; I&#46; Huerta&#44; E&#46; Almar&#44; N&#46; Muniozguren&#44; J&#46; L&#46;S&#225;nchez-Ramos&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">Unitat deRecerca Respirat&#242;ria i Ambiental&#44; IMIM&#46; Barcelona&#46;Epidemiolog&#237;a&#44; Direcci&#243;n General de SaludP&#250;blica&#44; Oviedo&#46; Epidemiolog&#237;a&#44; Consejeria deSanidad&#44; Delegaci&#243;n de Albacete&#46; Epidemiolog&#237;a&#44;Direcci&#243;n de Salud de Bizkaia&#44; Bilbao&#46; Unidad Docente deMedicina Familiar y Comunitaria&#46; Hospital Juan Ram&#243;nJim&#233;nez&#46; Huelva&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Introducci&#243;n y objetivo&#58;</span> El asma es una de lasemfermedades cr&#243;nicas m&#225;s frecuentes en adultos yni&#241;os&#46; La prevalencia de asma parece aumentar en todo elmundo&#46; Existen pocas estimaciones de incidencia de asma&#44; y enEspa&#241;a nunca se ha medido&#46; Se pretende medir los cambios enla prevalencia y incidencia de asma en la d&#233;cada de los 90en una muestra aleatoria de adultos en Espa&#241;a&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> En 1991&#44; cinco centros espa&#241;olesparticiparon en el European Community Respiratory Health Study&#40;ECRHS&#41;&#44; un estudio multic&#233;ntrico transversal enpoblaci&#243;n general de 20 a 44 a&#241;os&#46; En 1998&#44; un 86&#37; delos sujetos contestaron de nuevo al cuestionario de s&#237;ntomasrespiratorios ECRHS&#46; Asma en la actualidad fue definida como habertenido un ataque de asma o haber tomado alguna medicaci&#243;npara el asma en los &#250;ltimos 12 meses&#46; Haber tenido asma fuedefinido como una respuesta positiva a la pregunta tiene o hatenido alguna vez asma&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> En los 1646 sujetos que respondieron los doscuestionarios&#44; la prevalencia de asma en la actualidad fue de 1&#44;6&#37;en 1991 y de 3&#44;2&#37; en 1998&#44; siendo un 1&#44;2&#37; los sujetos con asma enlos dos periodos&#46; Ciento cuatro sujetos &#40;6&#44;3&#37;&#41; reportaron habertenido alguna vez asma&#44; 28 de los cuales tuvieron el primer ataqueposterior a 1991&#46; La incidencia de asma a partir de 1991 fue de2&#44;28 &#40;IC95&#37;&#58; 1&#44;57-3&#44;30&#41; por 1&#46;000 personas a&#241;o&#46; Por sexos&#44;la incidencia fue de 3&#44;08&#37; &#40;IC95&#37;&#58; 1&#44;99-4&#44;78&#41; en hombres y de 1&#46;37&#40;IC95&#37;&#58; 0&#44;69-2&#44;75&#41; en mujeres&#46; No se observaron diferencias porgrupos de edad&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> La mitad de individuos que reportan habertenido asma tienen asma en la actualidad&#44; y la mayor&#237;a deindividuos con s&#237;ntomas en 1991 los tiene tambi&#233;n en1998&#46; La incidencia de asma en adultos en Espa&#241;a es similara la de otros paises con mayor prevalencia&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">EL ESTUDIODE SEGUIMIENTO DE LA ENCUESTA DE SALUD DE CATALU&#209;A &#40;ESTUDIOCOHESCA&#41;&#58; DESCRIPCION DE LA COHORTE Y SEGUIMIENTO DE LAMORTALIDAD</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">G&#46;P&#233;rez&#44; E&#46; Fern&#225;ndez&#44; M&#46; A&#46; Bar&#233;s&#44; A&#46;Schiaffino&#44; C&#46; Rius&#44; M&#46; Garcia&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">Departamentde Sanitat i Seguretat Social&#59; Institut Univ&#46; de SalutP&#250;blica de Catalunya&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Objetivo&#58;</span> Presentar las caracter&#237;sticas generales&#40;constituci&#243;n&#44; fuentes de informaci&#243;n y primeraconexi&#243;n de registros&#41; del Estudio de Seguimiento de laEncuesta de Salud de Catalu&#241;a &#40;Estudio COHESCA&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Material ym&#233;todos&#58;</span> El Estudio COHESCA tiene por objetivo analizarla mortalidad en una cohorte representativa de la poblaci&#243;nno institucionalizada de Catalu&#241;a&#46; Esta cohorte est&#225;formada por los 15&#46;000 personas no institucionalizadasentrevistadas en la Encuesta de Salud de Catalu&#241;a &#40;ESCA&#41; de1994&#44; de las que se ha realizado un seguimiento confidencial delestado vital mediante el Registro de Mortalidad de Catalu&#241;a&#46;El cuestionario utilizado en la ESCA incluy&#243; lainformaci&#243;n habitual en encuestas de salud&#58;informaci&#243;n socio-demogr&#225;fica&#44; sobre el estado desalud percibido y comorbilidad &#40;trastornos cr&#243;nicos&#44;restricci&#243;n de actividad&#44;&#46;&#46;&#46;&#41;&#44; sobre estilos de vida&#40;h&#225;bito tab&#225;quico&#44; consumo de alcoh&#243;lico&#44;actividad f&#237;sica&#41;&#44; sobre utilizaci&#243;n de servicios&#40;visitas a profesionales sanitarios&#44; hospitalizaci&#243;n&#44; &#46;&#46;&#46;&#41; ysatisfacci&#243;n con los servicios sanitarios&#46; Lainclusi&#243;n en la cohorte se corresponde con la fecha de laentrevista durante el a&#241;o 1994&#44; con seguimiento hasta lafecha de fallecimiento o de censura&#44; con fecha m&#225;xima de lamisma a 31&#47;12&#47;1997 &#40;&#250;ltima actualizaci&#243;n del Registrode Mortalidad&#41;&#46; A partir del nombre&#44; apellidos y fecha denacimiento &#40;disociado del resto de informaci&#243;n de la ESCA&#41;&#44;se ha realizado una conexi&#243;n informatizada basada en unalgoritmo con el Registro de Mortalidad&#46; Todo este proceso hacontado con la aprobaci&#243;n de la Comisi&#243;n Asesora parael Tratamiento de la Informaci&#243;n Confidencial delDepartmento de Sanidad y Seguirdad Social&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> De los 15&#46;000 participantes en la ESCA seexcluyeron los 3&#46;296 menor de 18 a&#241;os&#44; puesto que noten&#237;an identificadores personales debido al tipo de muestreoutilizado en este grupo de edad &#40;a partir de un mayor de edadcensado&#41;&#46; De los 11&#46;704 individuos seguidos durante un periodo de 4a&#241;os&#44; se contabilizaron 459 fallecimientos&#44; tras laconexi&#243;n de registros y la correspondiente revisi&#243;nmanual &#40;2 participantes fueron excluidos por incongruencias en lasfechas de entrevista o de otros datos&#41;&#46; El tiempo medio seseguimiento fue de 23&#44;3 meses en los individuos fallecidos y de42&#44;7 meses en los censurados&#46; La proporci&#243;n de mujeres fuedel 54&#44;6 y 48&#44;2&#37;&#44; la edad media de 72&#44;3 y 46&#44;4 a&#241;os y 90&#44;3 y66&#44;1&#37; ten&#237;an estudios primarios o inferiores&#44; en losfallecidos y censurados&#44; respectivamente&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> Estos resultados muestran como un estudiotransversal dise&#241;ado principalmente para laevaluaci&#243;n y la planificaci&#243;n sanitaria puede deveniruna cohorte representativa de la poblaci&#243;n general&#46; Aunquefrecuentes en otros contextos&#44; esta es la primera cohorte de estetama&#241;o y caracter&#237;sticas constituida en nuestropa&#237;s&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Estudioparcialmente financiado por el Fondo de Investigaci&#243;nSanitaria &#40;FIS 98&#47;0053-01&#41;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">COMPARACI&#211;N DE M&#201;TODOS DE ENCUESTA&#58;TEL&#201;FONO Y CORREO EN EL SEGUIMIENTO DE LA COHORTE DEAFECTADOS POR EL S&#205;NDROME DEL ACEITET&#211;XICO</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">C&#46; Franco&#44;I&#46; Abaitua&#44; P&#46; de Andr&#233;s&#44; M&#46; Posada&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">Centro deInvestigaci&#243;n sobre el S&#237;ndrome del AceiteT&#243;xico &#40;CISAT&#41;&#46; Instituto de Salud Carlos III&#46;Madrid&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes y objetivo&#58;</span> Desde hace 8 a&#241;os seviene realizando un seguimiento anual de la cohorte de afectadospor el s&#237;ndrome del aceite t&#243;xico &#40;SAT&#41; para evaluarsu estatus vital &#40;vivo o muerto&#41; &#40;1&#41;&#46; Para ello se emplea elm&#233;todo de entrevista por carta y&#47;o telef&#243;nica enfunci&#243;n del tipo de afectado obteniendose un 100&#37; decuestionarios resueltos&#46; Se ha hecho una evaluaci&#243;necon&#243;mica de este proceso considerando los costes de correo&#44;los telef&#243;nicos en funci&#243;n del tipo de llamada&#40;local&#44; provincial&#44; interprovincial&#44; etc&#46;&#41; y gastos depersonal&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Con elobjetivo de abaratar los costes se han evaluado 2hip&#243;tesis&#58;</p><p class="elsevierStylePara">-- &#191;Esm&#225;s barato realizar el estudio con un m&#233;todo deentrevista s&#243;lo telef&#243;nico&#63;</p><p class="elsevierStylePara">-- &#191;Esm&#225;s barato utilizar el m&#233;todo telef&#243;nicos&#243;lo para la zona de llamadas locales y continuar con elsistema actual en el resto&#63;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Evaluaci&#243;n econ&#243;mica delas hip&#243;tesis anteriores considerando los costestelef&#243;nicos&#44; de correo y salariales en funci&#243;n deltiempo estimado para completar el proceso asumiendo que loscuestionarios resueltos por correo se resolver&#237;an portel&#233;fono emple&#225;ndose en ello el mismo tiempo y costeque los resueltos por tel&#233;fono en el procesoactual&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Se harealizado un an&#225;lisis de sensibilidad para ver laevoluci&#243;n del coste&#44; para cada una de las hip&#243;tesispropuestas&#44; cuando var&#237;e el porcentaje de respuesta porcorreo&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> Excluyendo los costes salariales&#44; los 2procesos alternativos &#40;hip&#243;tesis 1&#58; entrevista s&#243;lotelef&#243;nica&#59; hip&#243;tesis 2&#58; tel&#233;fono s&#243;lopara llamadas locales y el resto como el proceso actual&#41; resultanm&#225;s baratos &#40;19 y 7&#37;&#44; respectivamente&#41;&#46; Sin embargo&#44;requieren m&#225;s tiempo de personal y por tanto un mayor costesalarial &#40;11 y 6&#37; respectivamente&#41;&#44; de tal manera que el costetotal de los dos m&#233;todos alternativos resultan m&#225;scaros respecto del proceso actual &#40;7 y 4&#37;&#44;respectivamente&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Tras elan&#225;lisis de sensibilidad se ha comprobado que si larespuesta por correo disminuyera en torno al 45&#37; resultar&#237;am&#225;s barato al m&#233;todo de entrevista s&#243;lotelef&#243;nica&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> El m&#233;todo actual de contacto anualcon la cohorte de afectados por SAT resulta m&#225;s barato quelos de entrevista s&#243;lo telef&#243;nica y el que aplica unsistema u otro dependiendo de si pertenece al &#225;rea dellamadas locales o no&#46; Sin embargo&#44; si empeorase el &#237;ndicede respuesta por correo en un 45&#37;&#44; el sistema de contacto de lacohorte de afectados por SAT actual no ser&#237;a eficiente&#44;pudiendo abaratar costes si se hiciera s&#243;lo portel&#233;fono&#46;</p><p class="elsevierStylePara">1&#46; AbaituaBorda I&#44; et al&#46; Int J Epidemiol 1998&#59;27&#58;1057-63&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">ELINTERVALO DE SEROCONVERSION EN LAS COHORTES SEROINCIDENTES FRENTEAL VIH DEL PROYECTO GEMES&#46; CARACTERISTICAS Y EFECTOS EN LAPROGRESION DE LA INFECCION</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">S&#46;P&#233;rez Hoyos&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Grupo deEstudio Multic&#233;ntrico Espa&#241;ol de Seroconvertores alVIH &#40;GEMES&#41;&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes&#58;</span> La aparici&#243;n de una enfermedadaguda en la seroconversi&#243;n al VIH puede estar asociada enuna evoluci&#243;n m&#225;s r&#225;pida a SIDA y muerte&#46; Enlas cohortes de seroconvertores como las del projecto GEMES&#40;investigaci&#243;n multic&#233;ntrica espa&#241;ola sobre lahistoria natural de la enfermedad por VIH a partir de cohortes depersonas con fecha de seroconversi&#243;n bien documentada&#41;&#44; lafecha de seroconversi&#243;n se obtiene en la mayor&#237;a delos casos como el punto medio entre una visita con test VIH- y lasiguiente visita VIH&#43;&#46; Se puede suponer que aquellos que tienen unaenfermedad aguda de seroconversi&#243;n volveran antes aefectuarse una prueba serol&#243;gica y por tanto puede haber unainfluencia de la amplitud de los intervalos deseroconversi&#243;n en la progresi&#243;n de lainfecci&#243;n&#46; El objetivo de la presente comunicaci&#243;n esdescribir las caracter&#237;sticas del intervalo deseroconversi&#243;n y su impacto en la progresi&#243;n a SIDA ymuerte de las cohortes</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Se dispone de los seroconvertorespertenecientes a las cohortes de seroincidentes del proyecto GEMESpara los que se dispone del intervalo de seroconversion entre unavisita VIH&#173; y una visita VIH&#43;&#46; Se efectua un an&#225;lisisdescriptivo del intervalo en funci&#243;n de la cohorte&#44;a&#241;o de seroconversi&#243;n&#44; sexo&#44; edad en laseroconversi&#243;n&#46; Se comparan los resultados con ANOVAS yT-test utilizando como respuesta el logaritmo de la amplitud delintervalo en d&#237;as&#46; As&#237; mismo se analiza la influenciade la amplitud del intervalo en el periodo de incubaci&#243;n aSIDA y de la supervivencia&#46; El final del seguimiento secerr&#243; en diciembre de 1996</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> De los 1&#46;054 seroconversores 701 disponiande una visita con VIH&#43; y VIH&#173; y seroconvirtieron antes dediciembre de 1996&#46; La mayor&#237;a de los casos no analizadoscorrespond&#237;an a hemof&#237;licos para los que no sedisponia de prueba VIH&#173;&#46; La media geom&#233;trica delintervalo de seroconversion se situa en 405 d&#237;as y lamediana en 426 d&#237;as&#46; El 1&#44;5&#37; tienen un periodo deseroconversi&#243;n inferior a 6 semanas&#46; Al analizar lasdiferencias por cohorte se observa que las cohortes provenientes decentros asistenciales tienen menor intervalo&#46; Hay un ligeroincremento de la amplitud a medida que aumenta el a&#241;o deseroconversi&#243;n y no hay diferencias por edad y sexo&#46; Encuanto al efecto sobre la progresi&#243;n al VIH no se encuentrandiferencias en el periodo de incubaci&#243;n del VIH y de lasupervivencia desde la seroconversi&#243;n&#46; Al categorizar elintervalo en menos de 6 semanas&#44; de 6 semanas a 6 meses ym&#225;s de 6 meses tampoco se encontraron diferencias</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> En las cohortes de seroconvertores delproyecto GEMES&#44; si bien existen diferencias en los tiempos entrelas visitas VIH&#173; y VIH&#43; utilizadas para estimar el instante deseroconversi&#243;n&#44; no parece que afecten al per&#237;odo deincubaci&#243;n y supervivencia&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">EL ESTUDIODE SEGUIMIENTO DE LA ENCUESTA DE SALUD DE CORNELL&#192; &#40;ES&#46;ESC&#41;&#58;CONSTITUCI&#211;N DE LA COHORTE Y SEGUIMIENTO A LOS 6A&#209;OS</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#46; Garcia&#44;A&#46; Schiaffino&#44; E&#46; Fern&#225;ndez&#44; M&#46; Mart&#237;&#44; F&#46;S&#225;ez&#44; J&#46; M&#46; Borr&#224;s&#44; A&#46; Segura&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">InstitutUniversitari de Salut P&#250;blica de Catalunya&#46; Ajuntament deCornell&#224; del Llobregat&#46; Institut Catal&#224;d&#39;Oncologia&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes y objetivo&#58;</span> El seguimiento de la mortalidady la incidencia por c&#225;ncer y enfermedades cardiovascularesen una muestra representativa de la poblaci&#243;n general&#44;entrevistada personalmente puede aportar informaci&#243;n valiosatanto desde el punto de vista epidemiol&#243;gico como de lasalud p&#250;blica y la organizaci&#243;n de los serviciossanitarios&#46; El objetivo de este trabajo fue describir lascaracter&#237;sticas de la cohorte constituida a partir de laEncuesta de Salud de Cornell&#224; de Llobregat de 1994 tras elprimer seguimiento &#40;abril 2000&#41; mediante la conexi&#243;ninformatizada con el Padr&#243;n Municipal deHabitantes&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> La inclusi&#243;n en la cohorte secorresponde con la fecha de la entrevista durante el a&#241;o1994&#44; con seguimiento hasta la fecha de fallecimiento o de censura&#40;19&#47;4&#47;00&#41;&#46; La conexi&#243;n preliminar de ficheros paraactualizar la informaci&#243;n sociodemogr&#225;ficab&#225;sica de las 2&#46;500 personas &#40;1&#46;263 mujeres y 1&#46;237 hombres&#41;entrevistadas en la Encuesta de Salud de Cornell&#224; de 1994 serealiz&#243; usando el m&#233;todo determinista&#44; a partir delnombre y los dos apellidos de los participantes&#46; Mediante estem&#233;todo&#44; los registros se aparean s&#243;lo si coincidentodas las variables escogidas&#46; Se comprob&#243; ladistribuci&#243;n aleatoria&#44; entre los sujetos localizados y losno localizados&#44; de la edad&#44; el sexo&#44; el nivel de estudios&#44; la clasesocial&#44; el h&#225;bito tab&#225;quico&#44; el consumo de alcohol yla actividad f&#237;sica mediante comparaci&#243;n deproporciones&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> De los 2&#46;500 registros se localizaron 1&#46;830&#40;73&#44;2&#37;&#41; tras la conexi&#243;n inicial&#46; De &#233;stos&#44; 47 &#40;1&#44;9&#37;&#41;hab&#237;an fallecido&#44; 146 &#40;5&#44;8&#37;&#41; hab&#237;an emigrado a otraspoblaciones&#44; 126 &#40;5&#44;0&#37;&#41; no hab&#237;an renovado el &#250;ltimopadr&#243;n municipal&#44; aunque no se hab&#237;an dado de baja&#44; y1&#46;511 &#40;60&#44;4&#37;&#41; segu&#237;an residiendo en el municipio&#46; En 195&#40;12&#44;9&#37;&#41; de los residentes de Cornell&#224;&#44; adem&#225;s&#44; seconstat&#243; un cambio de domicilio&#46; No se observarondiferencias estad&#237;sticamente significativas en ladistribuci&#243;n de las variables estudiadas entre los sujetoslocalizados y no localizados&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> A pesar de la relativa sencillez delm&#233;todo utilizado para la conexi&#243;n&#44; cabe destacar quese ha localizado casi a un 75&#37; de la cohorte de incepci&#243;n&#46;Adem&#225;s&#44; la distribuci&#243;n de las variablessociodemogr&#225;ficas y de estilos de vida fue aleatoria&#44; demanera que se puede descartar un posible sesgo de selecci&#243;nen la identificaci&#243;n de los participantes debido alm&#233;todo utilizado&#46; Esta conexi&#243;n inicial seoptimizar&#225; aplicando el m&#233;todo probabil&#237;sticoen los 670 casos no localizados para maximizar el seguimiento quese realizar&#225; a los 6 a&#241;os de la encuesta basalmediante una entrevista estructurada telef&#243;nica y&#47;opostal&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Estudioparcialmente financiado por el Fondo de Investigaci&#243;nSanitaria &#40;FIS 98&#47;0053-02&#41;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">SEGUIMIENTO DE UNA COHORTE DE NACIMIENTO DE GRANDESPREMATUROS&#58; P&#201;RDIDAS A LOS 2 A&#209;OS</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">J&#46; de laCruz&#44; C&#46; R&#46; Pall&#225;s&#44; M&#46; L&#243;pez&#44; P&#46; Ferrando&#44; J&#46; M&#46;Serrano&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">Unidad deInvestigaci&#243;n-Epidemiolog&#237;a Cl&#237;nica&#46; Serviciode Neonatolog&#237;a&#46; Hospital 12 de Octubre&#46; Madrid&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes&#58;</span> M&#225;s del 1&#37; de todos los nacidosvivos tiene un peso al nacer inferior a 1&#46;500 g&#46; La mitad de losni&#241;os con diagn&#243;stico de par&#225;lisis cerebralpertenece a este grupo de peso al nacer&#46; En los estudios deseguimiento de grandes prematuros la proporci&#243;n dep&#233;rdidas aumenta con la duraci&#243;n delseguimiento&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Objetivo&#58;</span> 1&#41; describir las p&#233;rdidas a los dosa&#241;os de seguimiento y la proporci&#243;n de ni&#241;oslocalizados ulteriormente con una estrategia espec&#237;fica&#44; y2&#41; estimar la frecuencia de secuelas del desarrollo en los que hansido seguidos facilmente hasta los dos a&#241;os y en los que hanrequerido para su valoraci&#243;n un esfuerzoa&#241;adido&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Todos los nacidos vivos durante losa&#241;os 1991-97 con peso menor de 1&#46;500 g que ingresaron en elServicio de Neonatolog&#237;a-Hospital 12 de Octubre constituyenla<br></br>cohorte de nacimiento de este estudio&#46; Se define una subcohorte conbase geogr&#225;fica &#40;&#193;rea 11 de la CAM&#41; constituida porel 40&#37; de la muestra&#46; Al alta hospitalaria se propuso laparticipaci&#243;n en un programa de seguimiento&#46; A los dosa&#241;os de edad se valor&#243; supervivencia&#44;diagn&#243;stico de par&#225;lisis cerebral&#44; visi&#243;n&#44;audici&#243;n&#44; retraso del desarrollo&#46; Se estableci&#243; unaestrategia para localizar los ni&#241;os que no hab&#237;ansido seguidos hasta los dos a&#241;os &#40;documentaci&#243;ncl&#237;nica&#44; asistentes sociales&#44; centros de atenci&#243;ntemprana&#44; registros&#41;&#46; Se obtuvo informaci&#243;n con uncuestionario estandarizado administrado por tel&#233;fono acercade la presencia de par&#225;lisis cerebral moderada o grave y dealteraciones graves de la visi&#243;n y audici&#243;n&#59; sepropuso una consulta para valorar al ni&#241;o y reanudar elseguimiento&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> De 601 ni&#241;os nacidos vivos&#44; el 76&#37;sobrevivi&#243; y fu&#233; dado de alta&#46; Inici&#243; elprograma de seguimiento el 93&#37; &#40;427&#47;457&#41; y se valor&#243; a losdos a&#241;os al 85&#44;5&#37; &#40;365&#47;427&#41;&#58; 3 fallecieron despu&#233;sdel alta y se diagnostic&#243; de par&#225;lisis cerebralmoderada o grave a 6&#44;9&#37; &#40;25&#47;362&#41;&#46; Se intent&#243; localizar al14&#44;5&#37; &#40;62&#47;427&#41; que empez&#243; el seguimiento y no estabadisponible a los dos a&#241;os&#58; se consigui&#243; valorar a61&#44;2&#37; &#40;38&#47;62&#41; por cuestionario y se atribuy&#243;par&#225;lisis cerebral moderada o grave a 23&#44;7&#37; &#40;9&#47;38&#41;&#46; Entrelos que no iniciaron el seguimiento se localiz&#243; al 50&#37;&#40;15&#47;30&#41;&#58; 1 hab&#237;a fallecido y 21&#44;4&#37; &#40;3&#47;14&#41; ten&#237;apar&#225;lisis cerebral moderada o grave&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> Con una estrategia espec&#237;fica se hapodido localizar a m&#225;s del 60&#37; de los que se perdieron desdeel inicio del seguimiento dejando la proporci&#243;n dep&#233;rdidas en 5&#44;5&#37; a los dos a&#241;os&#46; Asumir que el riesgode par&#225;lisis cerebral moderada o grave es similar en los quese ha seguido facilmente hasta los dos a&#241;os y en los que sehan perdido puede reducir la tasa en un tercio&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">PUBLICACI&#211;N DE LOS ENSAYOS CL&#205;NICOSAUTORIZADOS LEGALMENTE EN ESPA&#209;A</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">F&#46;Garc&#237;a L&#243;pez&#42;&#44; C&#46; Avenda&#241;o Sol&#225;&#42;&#42;&#44; A&#46;Cu&#241;ado Barrio&#42;&#44; X&#46; Bonfill Cosp&#42;&#42;&#42;&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">&#42;Epidemiolog&#237;a Cl&#237;nica&#46; &#42;&#42;Farmacolog&#237;aCl&#237;nica&#46; Cl&#237;nica Puerta de Hierro&#46; Madrid&#46; &#42;&#42;&#42;CentroCochrane Espa&#241;ol&#46; Sabadell &#40;Barcelona&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes y objetivo&#58;</span> Los ensayos cl&#237;nicosautorizados legalmente constituyen una parte importante de lainvestigaci&#243;n cl&#237;nica que se efect&#250;a enEspa&#241;a&#46; Se desconoce su importancia en la producci&#243;ncient&#237;fica&#46; Este estudio pretende conocer el grado definalizaci&#243;n y de publicaci&#243;n consiguiente en laliteratura m&#233;dica de dichos ensayoscl&#237;nicos&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Estudio observacional&#44; de cohortesretrospectivo&#44; de todos los ensayos cl&#237;nicos registrados yaprobados por la Subdirecci&#243;n General de Evaluaci&#243;nde Medicamentos de la Direcci&#243;n General de Farmacia delMinisterio de Sanidad en el segundo trimestre de 1990 y el primerode 1991&#46; La informaci&#243;n sobre las caracter&#237;sticas delensayo &#40;aprobaci&#243;n&#44; t&#237;tulo&#44; promotor&#44; investigadorprincipal&#44; tama&#241;o de la muestra&#44; car&#225;ctermultic&#233;ntrico&#44; grupos en estudio&#41; se obtuvo del Registro dela Subdirecci&#243;n&#46; La informaci&#243;n de si el ensayo sehab&#237;a completado y&#44; en su caso&#44; publicado se obtuvo de lospromotores&#46; Se consider&#243; publicaci&#243;n todoart&#237;culo aparecido en una revista indizada en MEDLINE oEMBASE hasta 1998&#46; La comercializaci&#243;n de f&#225;rmacos severific&#243; en la base de datos del Colegio deFarmac&#233;uticos&#46; En total&#44; hab&#237;a 366 ensayos&#44; de losque 38 fueron anulados o denegados y 3 registros estabandesaparecidos&#44; con lo que hab&#237;a 325 ensayos v&#225;lidosde 107 promotores y el 93&#37; de los ensayos estaban promovidos por laindustria farmac&#233;utica&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> Se obtuvo contestaci&#243;n de 90promotores &#40;84&#37;&#41;&#44; que representaban 293 ensayos&#44; el 91&#37; del total&#46;De ellos&#44; 205 &#40;70&#37;&#41; finalizaron &#40;intervalo de confianza del 95&#37;&#58;64-75&#37;&#41;&#44; y de estos finalizados se publicaron 58 &#40;28&#37;&#44; 22-35&#37;&#41;&#46; Conrespecto al total de ensayos aprobados&#44; finalizados o no&#44; elporcentaje de publicaci&#243;n fue del 20&#37; &#40;15-25&#37;&#41;&#46; Sepublicaron con mayor frecuencia los ensayos multinacionales &#91;riesgorelativo &#40;RR&#41;&#58; 2&#44;3 &#40;1&#44;5-3&#44;7&#41;&#93;&#44; los de dise&#241;o enmascarado&#91;RR&#58; 2&#44;3 &#40;1&#44;1-4&#44;6&#41;&#93; y los que planeaban reclutar a m&#225;s de200 sujetos &#91;RR&#58; 1&#44;8 &#40;1&#44;1-3&#44;0&#41;&#93;&#46; Los ensayos controlados seterminaron con mayor frecuencia que los que no ten&#237;an grupocontrol &#91;riesgo relativo &#40;RR&#41;&#58; 1&#44;37&#59; 1&#44;03-1&#44;82&#93;&#46; El 75&#37; de losf&#225;rmacos estudiados ya est&#225;n comercializados enEspa&#241;a&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> La mayor parte de los ensayoscl&#237;nicos que se autorizan en Espa&#241;a no se publican&#44;pese a que&#44; en su mayor&#237;a&#44; estudian f&#225;rmacos queacaban registr&#225;ndose&#46; La falta de difusi&#243;n de losresultados de los ensayos sustrae informaci&#243;n importante alas comunidades cl&#237;nica y cient&#237;fica e induceposibles sesgos de publicaci&#243;n en revisionessistem&#225;ticas&#46; La publicaci&#243;n parece ser mayor en losensayos con mejores criterios de calidad&#46; Adem&#225;s&#44; una buenaparte de los ensayos no se terminan&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">EVALUACI&#211;N DE LOS TRATAMIENTOS CON METADONA ENANDALUC&#205;A&#46; RESULTADOS DEL ESTUDIO PILOTO</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">J&#46; C&#46;March&#44; C&#46; Aceijas&#44; P&#46; Carrasco&#44; A&#46; Domingo&#44; D&#46;Rivas&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">EscuelaAndaluza de Salud P&#250;blica &#40;EASP&#41;&#46; Granada&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Objetivo&#58;</span> El proyecto ETMA&#42; tiene pretende evaluar elestado y funcionamiento de los tratamientos con metadona enAndaluc&#237;a&#46; En esta comunicaci&#243;n se presentan losresultados obtenidos&#44; en t&#233;rminos de retenci&#243;n entratamiento&#44; en el estudio piloto realizado durante octubre de1&#46;999&#46;</p><p class="elsevierStylePara">M&#233;todos&#58; El pilotaje se realiz&#243; en los CentrosProvinciales de Drogodependencias de Ja&#233;n&#44; Granada yAlmer&#237;a sobre una muestra de 20 historias cl&#237;nicas encada uno &#40;n&#61;60&#41;&#46; El periodo revisado fue de 18 meses&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Seanaliz&#243; el perfil de la muestra y se compararon suscaracter&#237;sticas &#40;test X2 o ANOVA de un factor seg&#250;ntipo de dato&#41; en funci&#243;n del centro de procedencia paraasegurar la adecuaci&#243;n de su tratamiento global en laestimaci&#243;n de la supervivencia&#46; Las muestras se consideraronhomog&#233;neas si&#44; para las variables consideradas&#44; no sealcanzaban diferencias estad&#237;sticamente significativas &#40;p&#60; 0&#44;05&#41;&#46; La tasa de retenci&#243;n fue estudiada mediante elm&#233;todo de Kaplan-Meier&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Seconstruy&#243; una primera curva de supervivencia donde para laclasificaci&#243;n de las de las diferentes situaciones en lasque pod&#237;an estar los sujetos al final del periodo deobservaci&#243;n se utiliz&#243; el criterio de considerar como&#171;&#233;xito&#187; pacientes que segu&#237;an entratamiento al final del periodo de observaci&#243;n&#44; altasterap&#233;uticas&#44; altas por desintoxicaci&#243;n&#44;fallecimientos&#44; encarcelamientos y derivaciones y como&#171;fracasos&#187; a aquellos que produjeron altas voluntarias&#44;abandonos y exclusiones&#46;</p><p class="elsevierStylePara">La segundacurva se construy&#243; en base a criterios m&#225;s estrictosdonde s&#243;lo se consideraron como casos censurados aquellospacientes que llegaron al final del tiempo total deobservaci&#243;n&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> Las dos &#250;nicas variables en las quelas muestras resultaron ser diferentes con una significaci&#243;np &#60; 0&#44;05 fueron la v&#237;a de administraci&#243;n &#40;p &#61;0&#44;000&#41; y el estado ante la hepatitis C &#40;p &#61; 0&#44;02&#41; por lo que seposibilitaba la utilizaci&#243;n global de todos los datos en elan&#225;lisis de supervivencia&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Las curvas desupervivencias obtenidas muestran unas retenciones diferentes enfunci&#243;n de los criterios de definici&#243;n de casos oeventos utilizado&#46; As&#237;&#44; con el primer m&#233;todo apareceuna tasa de retenci&#243;n del 75&#37; mientras que con el segundo&#233;sta es del 53&#44;33&#37;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> Las tasas de retenci&#243;n obtenidas seconsideran positivas&#46; Sin embargo&#44; las diferencias encontradascuando se varian los criterios de definici&#243;n de eventos ocensurados alertan sobre el inter&#233;s de la correctadefinici&#243;n de ambos habida cuenta de lasobreestimaci&#243;n que puede emerger seg&#250;n la laxitud delos mismos&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#42;Financiadopor el Comisionado Andaluz para la Droga y coordinado desde laEscuela Andaluza de Salud P&#250;blica &#40;EASP&#41;&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">ANALISISDE PRENSA SOBRE HERO&#205;NA A PARTIR DE UN ENSAYOCL&#205;NICO</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#46; Romero&#44;J&#46; C&#46; March&#44; P&#46; Amor&#243;s&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">EscuelaAndaluza de Salud P&#250;blica &#40;EASP&#41;&#46; Granada&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes y objetivo&#58;</span> La presentaci&#243;n porparte de la EASP y la Consejeria de Asuntos Sociales de la Junta deAndaluc&#237;a&#44; ante la Agencia Espa&#241;ola del Medicamento&#44;de un ensayo cl&#237;nico que estudiara la bondad de lahero&#237;na para el tratamiento de adictos a &#233;stasustancia&#44; inici&#243; un debate en los medios decomunicaci&#243;n no exento de una gran controversia&#46; Ello nossugiri&#243; investigar el contenido y la evoluci&#243;n quedichas noticias habian tenido en el per&#237;odo y medios decomunicaci&#243;n analizados&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> An&#225;lisis descriptivo sobre unamuestra de noticias con el descriptor &#171;hero&#237;na&#187;y &#171;ensayo cl&#237;nico PEPSA&#187; extra&#237;dos de labase de datos PRENSANET y propia&#44; aparecidos entre el 31&#47;10&#47;97 y el31&#47;10&#47;99&#46; Se trabaj&#243; con 7 diarios de alcance nacional&#44; 6locales y 2 publicaciones semanales&#46; El total de art&#237;culosanalizados fue de 487&#46; Para facilitar la evaluaci&#243;n de lainformaci&#243;n&#44; se diferenci&#243; entre los MEDIOS dondehabian aparecido las noticias y el MENSAJE que sobre lahero&#237;na y el ensayo presentado habian dado los mismos&#46; Seconsider&#243; de inter&#233;s diferenciar las noticias que afavor o en contra del ensayo cl&#237;nico habian publicado losmedios de comunicaci&#243;n o los firmantes de las mismas y superfil&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Para suan&#225;lisis&#44; las piezas se diferenciaron seg&#250;n&#58;&#225;mbitos sociales que dieron covertura a las mismas&#40;sanitario&#44; delictivo&#44; informaci&#243;n pol&#237;tica&#44;electoral&#44; etc&#46;&#41;&#44; actores de la noticia &#40;periodistas&#44; profesionalese investigadores&#44; pol&#237;ticos regionales o nacionales&#44;organismos&#44; etc&#46;&#41;&#44; evoluci&#243;n temporal del n&#250;mero ycaracter&#237;sticas de las noticias&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> El total de noticias sobre la hero&#237;naanalizadas fue de 487&#46; Seg&#250;n TEMAS&#44; de ellas el 47&#37; eranpoliciales &#40;tr&#225;fico y detenciones&#41;&#44; 40&#37; sobre tratamientos&#44;5&#37; socio-sanitarias&#44; 5&#37; consumo&#44; 1&#37; despenalizaci&#243;n y 2&#37;otras&#46; Del 40&#37; sobre Tratamientos&#44; el 87&#37; trata exclusivamente lahero&#237;na y de este 87&#37;&#44; el 60&#37; s&#243;lo menciona el ensayoandaluz&#44; el 8&#37; trata la metadona como opci&#243;n de tratamientoy el 5&#37; otros entre los que mencionan la terapia libre dedrogas&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Respecto alos agentes origen de la noticia&#44; el 70&#37; son pol&#237;ticos&#44; el21&#37; expertos y el 9&#37; jueces-iglesia-iniciativa social&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Entre lospol&#237;ticos &#40;70&#37; de las noticias&#41;&#44; el 42&#37; proceden de noticiasdadas por el gobierno andaluz&#44; el 40&#37; por el gobierno central&#44; 9&#37;por otros partidos pol&#237;ticos y el 9&#37; de pol&#237;ticosextranjeros&#46; La evoluci&#243;n de las noticias aparecidas con elensayo cl&#237;nico como fondo&#44; sigue una progresi&#243;n yregresi&#243;n m&#225;s policial quecient&#237;fico&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Las opinionesque les merecen el ensayo de hero&#237;na a los diversos agentessociales divididas entre A FAVOR-EN CONTRA&#58; profesionales&#44; 30-13&#59;gobierno central&#44; 19-39&#59; gobierno andaluz&#44; 53-4&#59; sociedad&#44; 3-3&#59;prol&#237;ticos internac&#46;&#44; 12-6&#44; etc&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> Las opiniones de expertos por explicar lanaturaleza del ensayo se han visto anuladas&#46; Se ha transmitido laidea que m&#225;s que un ensayo cl&#237;nico era ladespenalizaci&#243;n de una sustancia prohibida&#46; Lainformaci&#243;n que sobre el ensayo cl&#237;nico PEPSA se hanpublicado&#44; con excepciones&#44; ha sido favorable al mismo&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">SESIONCOMUNICACIONES CARTEL 2</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Epidemiolog&#237;a ambiental&#47;epidemiolog&#237;alaboral</span></p><p class="elsevierStylePara">Moderadores&#58;<span class="elsevierStyleItalic"><br></br>Antonio Daponte y Francisco Vizoso</span></p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">VARIACIONES GEOGR&#193;FICAS DE LA INCIDENCIA DEC&#193;NCER DE MAMA EN LA PROVINCIA DE GRANADA Y SUASOCIACI&#211;N CON VARIABLESSOCIOECON&#211;MICAS</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">R&#46;Oca&#241;a-Riola&#44; P&#46; Guti&#233;rrez-Cuadra&#44; C&#46;Mart&#237;nez-Garc&#237;a&#44; M&#46; J&#46; S&#225;nchez-P&#233;rez&#44;J&#46; Rosell-Pradas&#44; E&#46; S&#225;nchez-Cantalejo&#44; M&#46;Bobenrieth-Astete&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">EscuelaAndaluza de Salud P&#250;blica&#46; Granada&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes y objetivo&#58;</span> Dentro de los tumores femeninosel c&#225;ncer de mama es uno de los m&#225;s frecuentes entrelas mujeres&#46; Algunos estudios han constatado la asociaci&#243;nde una mayor incidencia de c&#225;ncer de mama con los grupossocioecon&#243;micos m&#225;s desarrollados&#44; as&#237; comocon factores diet&#233;ticos&#44; hormonales y gen&#233;ticos&#44;existiendo variaciones importantes entre paises e incluso entrepeque&#241;as &#225;reas geogr&#225;ficas de una mismapoblaci&#243;n&#46; El objetivo de este estudio es describir lasvariaciones geogr&#225;ficas de la incidencia de c&#225;ncer demama entre los municipios de la provincia de Granada durante elperiodo 1985-1995 y estudiar su relaci&#243;n con factoressocioecon&#243;micos&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Estudio ecol&#243;gico donde la unidadde an&#225;lisis es el municipio&#46; Se recogi&#243;informaci&#243;n de 2&#46;000 casos incidentes de c&#225;ncer demama registrados en el Registro de C&#225;ncer de Granada duranteel per&#237;odo 1985-1995&#46; La variable respuesta fue eln&#250;mero de casos diagnosticados y como variables predictorasse utilizaron la renta <span class="elsevierStyleItalic">per capita&#44;</span> el nivel relativo deactividad &#40;NRAC&#41; y un &#237;ndice de pobreza elaborado a partirde la tasa de desempleo&#44; tasa de analfabetismo y n&#250;mero deturismos por 100 habitantes de cada municipio&#46; Para elan&#225;lisis geogr&#225;fico se calcul&#243; la Raz&#243;nde Incidencia Estandarizada &#40;RIE&#41; tomando como referencia lapoblaci&#243;n de la provincia de Granada en 1991&#46; Lamodelizaci&#243;n y suavizado de la RIE se realiz&#243;mediante un modelo bayesiano mixto utilizando WinBUGS&#46; La RIE y RIEsuavizada fueron representadas en mapas geogr&#225;ficos medianteMapInfo&#46; Para el estudio de la asociaci&#243;n entre laincidencia de c&#225;ncer de mama y los factoressocioecon&#243;micos del municipio se utiliz&#243; un ModeloAditivo Generalizado &#40;GAM&#41; estimado mediante&#171;Quasi-likelihood&#187; con funci&#243;n nexologar&#237;tmica y varianza igual a la media&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> Se encontraron diferenciasgeogr&#225;ficas entre los municipios de Granada en cuanto a lastasas de incidencia estandarizadas&#46; Las tasas m&#225;s altasfueron observadas en la costa de la provincia as&#237; comoalrededor de la capital&#46; Se encontr&#243; una asociaci&#243;nentre el nivel econ&#243;mico del municipio y la incidencia dec&#225;ncer de mama&#44; siendo los municipios de mayor renta <span class="elsevierStyleItalic">percapita</span> los que presentaron una mayor incidencia&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> Existen diferencias geogr&#225;ficas enla incidencia de c&#225;ncer de mama entre los municipios de laprovincia de Granada explicadas en parte por el nivelecon&#243;mico del municipio&#46; Los resultados obtenidosconstituyen un primer paso para el estudio de factores de riesgoasociados a esta enfermedad en la provincia de Granada&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">RIESGO DEHOSPITALIZACI&#211;N EN FUNCI&#211;N DE LA CONTAMINACI&#211;NATMOSF&#201;RICA EN EL &#193;REA DE TORRELAVEGA&#40;CANTABRIA&#41;</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">J&#46; Llorca&#44;A&#46; Salas Mart&#237;nez&#44; D&#46; Prieto Salceda&#44; C&#46; Fari&#241;as&#193;lvarez&#44; M&#46; Delgado Rodr&#237;guez&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">C&#225;tedra de Medicina Preventiva y Salud P&#250;blica&#46;Facultad de Medicina&#46; Universidad de Cantabria&#46; C&#225;tedra deMedicina Preventiva y Salud P&#250;blica&#46; Universidad deJa&#233;n&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes&#58;</span> La relaci&#243;n entrecontaminaci&#243;n atmosf&#233;rica y enfermedades ha sidoestudiada repetidamente&#46; En Europa&#44; el estudio m&#225;s relevantepuede ser el proyecto APHEA sobre efectos a corto plazo de lacontaminaci&#243;n&#46; En Espa&#241;a&#44; el proyecto EMECAM haestudiado la relaci&#243;n de la contaminaci&#243;n con lamortalidad en quince ciudades&#46; En este trabajo se analiza el efectode diferentes contaminantes atmosf&#233;ricos sobre los ingresosa corto plazo por causa card&#237;aca o respiratoria en el&#225;rea sanitaria de Torrelavega &#40;Cantabria&#41;&#59; &#233;sta es un&#225;rea industrial&#44; de tama&#241;o reducido &#40;60&#46;000habitantes&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Se han recogido los datos diarios decontaminaci&#243;n por di&#243;xido de azufre&#44; sulfuro dehidr&#243;geno&#44;part&#237;culas totales y &#243;xidos denitr&#243;geno&#44; y los datos diarios de ingresos por caussacard&#237;aca o respiratoria&#46; Los datos han sido analizados porregresi&#243;n de Poisson&#44; empleando una metodolog&#237;asimilar a la del proyecto EMECAM &#40;incluyendo retornos y funcionessinusoidales para el control de los comportamientosc&#237;clicos&#41;&#46; Como posibles factores de confusi&#243;n se hanconsiderado las variables meteorol&#243;gicas y el n&#250;merode casos de gripe&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> La media de ingresos diarios fue de 12&#44;5 condesviaci&#243;n est&#225;ndar de 4&#44;7&#46; De ellos&#44; 7&#44;6 &#177;3&#44;5 fueron de causa card&#237;aca y 4&#44;9 &#177; 2&#44;6 de causarespiratoria&#46; El di&#243;xido de nitr&#243;geno provoca unaumento del riesgo de ingreso cardiorrespiratorio &#40;riesgo relativo1&#44;2&#59; p &#61; 0&#44;01&#41;&#59; este resultado se repite por separado en varones&#40;riesgo relativo &#61; 1&#44;24&#41; y mujeres &#40;riesgo relativo &#61; 1&#44;7&#41;&#46; Elefecto del di&#243;xido de nitr&#243;geno fue m&#225;simportante para los ingresos respiratorios &#40;riesgo relativo &#61; 1&#44;7&#41;que para los de causa card&#237;aca &#40;riesgo relativo &#61; 1&#44;1&#41;&#46; Elresto de los contaminantes no se asociaron con los ingresos en elan&#225;lisis ajustado&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> El di&#243;xido de nitr&#243;geno esel contaminante m&#225;s asociado con los ingresoscardiorrespiratorios en Torrelavega&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">AN&#193;LISIS COMBINADO DE LOS EFECTOS A CORTO PLAZO DELDI&#211;XIDO DE AZUFRE EN LAS 14 CIUDADES DEL PROYECTOEMECAM</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">F&#46;Ballester&#44; M&#46; S&#225;ez&#44; S&#46; P&#233;rez-Hoyos&#44; J&#46; B&#46; Bellido&#44; F&#46;Arribas&#44; M&#46; Taracido&#44; M&#46; E&#46; Alonso&#44; J&#46; M&#46; Ord&#243;&#241;ez&#44; I&#46;Aguinaga&#44; A&#46; Daponte&#44; J&#46; J&#46; Guill&#233;n&#44; M&#46; J&#46;P&#233;rez-Bo&#237;llos&#44; A&#46; Ca&#241;ada&#44; A&#46; Tob&#237;as&#44; C&#46;Saurina&#44; J&#46; M&#46; Ten&#237;as y grupo EMECAM&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">EscolaValenciana de Estudis per a la Salut-EVES y centrosEMECAM&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Objetivo&#58;</span> El objetivo de este trabajo es presentar elan&#225;lisis combinado de la asociaci&#243;n a corto plazoentre di&#243;xido de azufre &#40;SO2&#41; y mortalidad en las 14ciudades participantes en el proyecto EMECAM&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> La variable respuesta utilizada fue eln&#250;mero de defunciones diarias entre los residentes de cadaciudad en el estudio por las causas siguientes&#58; todas las causasexcluyendo las externas&#44; enfermedades del aparato circulatorio yenfernedades respiratorias&#46; Se estim&#243;&#44; alternativamente&#44; laasociaci&#243;n entre los niveles diarios de SO2 &#40;SO2-24 h&#41; y losniveles m&#225;ximos horarios de SO2 &#40;SO2-1 h&#41; con la mortalidad&#46;Los valores de SO2-1 h solo se dispusieron en 6 de las ciudades&#46; Seexamin&#243; el posible efecto retardado de lacontaminaci&#243;n hasta tres d&#237;as despu&#233;s de laexposici&#243;n&#46; Como variables de control se incluyeronvariables temporales&#44; variables meteorol&#243;gicas y laincidencia de gripe&#46; Los estimadores combinados se obtuvieron comolas medias ponderadas de los coeficientes obtenidos en cada ciudad&#44;utilizando pesos inversamente proporcionales a las varianzaslocales &#40;modelo de efectos fijos&#41;&#46; Si se encontr&#243;heterogeneidad significativa entre las estimaciones locales seutiliz&#243; tambi&#233;n un modelo de efectos aleatorios&#46;Cuando se obtuvieron valores de p por debajo de 0&#44;20 en el testchi<span class="elsevierStyleSup">2</span> de heterogeneidad se calcularon los estimadorescombinados bajo ambos modelos&#46; Se calcularon los riesgos relativos&#40;RR&#41; de morir y su intervalo de confianza al 95&#37; &#40;IC95&#37;&#41; porincremento en 10 ug&#47;m<span class="elsevierStyleSup">3</span> en los niveles delcontaminante&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> Para el SO2-24 h se obtuvieron losresultados m&#225;s consistentes con el promedio de los retardosdel mismo d&#237;a y el d&#237;a anterior&#46; Para el grupo detodas las causas el RR fue de 1&#44;003 &#40;IC95&#37;&#58; 1&#44;000-1&#44;006&#41;&#46; En elcaso de las enfermedades del aparato circulatorio el RR fue de1&#44;002 &#40;IC95&#37;&#58; 0&#44;996-1&#44;009&#41; y en las enfermedades respiratorias de1&#46;006 &#40;IC95&#37;&#58; 0&#44;996-1&#44;017&#41;&#46; En el caso del SO2-1 h los resultadosfueron m&#225;s consistentes cuando se utilizaron los valores delmismo d&#237;a&#46; En el grupo de todas las causas se observ&#243;cierta heterogeneidad &#40;p &#61; 0&#44;11&#41; por lo que se calcul&#243; el RRseg&#250;n el modelo de efectos aleatorios 1&#44;001 &#40;IC95&#37;&#58;1&#44;000-1&#44;003&#41; y seg&#250;n el modelo de efectos fijos 1&#44;002&#40;IC95&#37;&#58; 1&#44;001-1&#44;003&#41;&#46; Para las enfermedades del aparatocirculatorio el meta-an&#225;lisis proporcion&#243; un RRcombinado de 1&#44;002 &#40;IC95&#37;&#58; 1&#44;000-1&#44;004&#41; y de 1&#44;005 &#40;IC95&#37;&#58;1&#44;001-1&#44;009&#41; en el caso de las enfermedadesrespiratorias&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> Se ha encontrado una asociaci&#243;n enel corto plazo entre la mortalidad y los niveles de SO2 en elconjunto de las ciudades participantes&#46; Esta asociaci&#243;n esm&#225;s clara con los picos en las concentraciones decontaminante &#40;SO2-1 h&#41; y&#44; por otro lado&#44; de mayor magnitud con lasenfermedades respiratorias&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">ESTUDIO DELA INTERACCI&#211;N ENTRE EXPOSICI&#211;N AL RAD&#211;NDOM&#201;STICO Y CONSUMO DE TABACO EN LA APARICI&#211;N DE LOSDIFERENTES TIPOS HISTOL&#211;GICOS DE C&#193;NCER DEPULM&#211;N</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#46; A&#46;Barreiro&#44; J&#46; M&#46; Barros&#44; A&#46; Figueiras&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">&#193;reade Medicina Preventiva y Salud P&#250;blica&#46; Universidad deSantiago de Compostela&#46; Hospital Cl&#237;nicoUniversitario&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Objetivo&#58;</span> Estudiar la interacci&#243;n entre elconsumo de tabaco y la exposici&#243;n al rad&#243;ndom&#233;stico en la aparici&#243;n de los diferentes tiposhistol&#243;gicos de c&#225;ncer de pulm&#243;n&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Se realiz&#243; un estudio de casos ycontroles&#46; Casos&#58; todas las personas afectadas por un c&#225;ncerprimario broncopulmonar &#40;CIE-9&#59; OMS&#41;&#44; diagnosticadosanatomopatologicamente en el Complejo Hospitalario Universitario deSantiago de Compostela&#44; desde el 1 de enero de 1992 hasta el 31 dediciembre de 1994&#46; Participaron&#44; tras las exclusiones&#44; 76 casosvarones de carcinoma epidermoide&#44; 42 casos varones de carcinoma dec&#233;lulas peque&#241;as&#44; 27 adenocarcinomas de ambos sexos y241 controles poblacionales&#46; La exposici&#243;n al rad&#243;nse realiz&#243; con detectores Alpha-Track que fueron colocadosen cada uno de los domicilios&#46; A trav&#233;s de un cuestionariofueron recogidos datos sobre las variables de inter&#233;s&#46; Seutiliz&#243; la regresi&#243;n log&#237;stica para el estudiode la interacci&#243;n multiplicativa y aditiva de cada una delas estirpes histol&#243;gicas del c&#225;ncer depulm&#243;n&#59; fueron incluidas en el an&#225;lisis de todos lasestirpes las siguientes variables&#58; el consumo de tabaco comovariable dicot&#243;mica fumador&#47;no fumador&#44; se consider&#243;fumador a los fumadores y ex fumadores&#59; la exposici&#243;n alrad&#243;n&#44; variable dicot&#243;mica&#44; expuestos&#47;no expuestos&#44;se consideraron expuestos al rad&#243;n a los sujetos conconcentraciones domiciliarias iguales o mayores a 1pCi&#47;l&#44; 37Bq&#47;m<span class="elsevierStyleSup">3</span>&#59; edad y antecedentes de padres con c&#225;ncerde pulm&#243;n&#59; en el estudio del carcinoma epidermoide fueincluida adem&#225;s la variable vivir en la costa o en elinterior y la variable sexo en el estudio del adenocarcinoma&#46;Siguiendo el modelo de Rhotman&#44; para el estudio de lainteracci&#243;n aditiva se utilizaron las siguientes medidas&#58;Exceso de Riesgo Relativo debido a la interacci&#243;n &#40;RERI&#41;&#44;Proporci&#243;n Atribuible debida a la Interacci&#243;n &#40;AP&#41; e&#205;ndice de Sinergismo &#40;S&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> No se encontr&#243; interacci&#243;nmultiplicativa&#44; estad&#237;sticamente significativa&#44; en el modelode regresi&#243;n log&#237;stica para ninguno de los tiposhistol&#243;gicos de c&#225;ncer de pulm&#243;n&#46; Las medidasde interacci&#243;n para el carcinoma epidermoide fueron&#58; RERI &#61;6&#44;9 &#40;IC95&#37;&#58; &#173;24&#44;4 a 38&#44;3&#41;&#44; AP &#61; 18&#44;65&#37; &#40;IC95&#37;&#58; &#173;44&#44;8 a82&#44;2&#41; y S&#61;1&#44;23 &#40;IC95&#37;&#58; 0&#44;55 a 2&#44;76&#41;&#46; El escaso n&#250;mero decasos impide una interpretaci&#243;n adecuada de los resultadosdel estudio de la interacci&#243;n del carcinoma dec&#233;lulas peque&#241;as y del adenocarcinoma&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> 1&#41; No se ha encontrado modelo deinteracci&#243;n multiplicativo entre la exposici&#243;n alrad&#243;n dom&#233;stico y el consumo de tabaco para ningunode las tres estirpes histol&#243;gicas del c&#225;ncerbroncopulmonar&#46; &#40;2&#41; En la muestra estudiada&#44; la proporci&#243;nde riesgo atribuible a la interacci&#243;n entre laexposici&#243;n al rad&#243;n dom&#233;stico y al consumo detabaco supone el 6&#44;9&#37; de todos los carcinomasepidermoides&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">AN&#193;LISIS DE LOS PARAMETROS QUE EVALUAN LA CALIDAD DELOS PUNTOS DE BA&#209;O EN EL AREA SANITARIA DETALAVERA</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">V&#46; Ruiz&#44;J&#46; Garc&#237;a&#44; R&#46; Garc&#237;a&#44; M&#46; C&#46; Mor&#225;n&#44; J&#46; J&#46;Criado&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">CentroRegional de Salud P&#250;blica de Talavera de laReina&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes y objetivo&#58;</span> La calificaci&#243;n deaptitud de los puntos de ba&#241;o exige el cumplimiento de losvalores imperativos &#40;recogidos en el RD 734&#47;1998 de 1 de julio&#41; deuna serie de par&#225;metros microbiol&#243;gicos yfisicoqu&#237;micos que deben ser revisados peri&#243;dicamentepara actualizarlos&#46; El objetivo de este trabajo es evaluar losdistintos indicadores de calidad&#44; tratando de determinarcu&#225;les son los de mayor importancia para la vigilanciasanitaria del agua de los puntos de ba&#241;o&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> El equipo de Sanidad Ambiental Higienede los Alimentos del Centro Regional de Salud P&#250;blica deTalavera de la Reina recoge 204 muestras durante el per&#237;odo1995-99 de 10 puntos de ba&#241;o pertenecientes al &#225;reasanitaria de Talavera de la Reina&#44; registrando los valores de estospar&#225;metros&#58; 1&#41; microbiol&#243;gicos&#58; coliformesfecales&#47;100 ml&#44; coliformes totales&#47;100 ml&#44; estreptococosfecales&#47;100 ml&#44; salmonella&#47;1 l&#59; 2&#41; fisicoqu&#237;micos&#58; pH&#44;color&#44; aceites minerales&#44; fenoles&#44; transparencia&#44; materiasflotantes&#44; oxigeno disuelto &#40;mg&#47;l&#41;&#44; saturaci&#243;n deox&#237;geno &#40;&#37;&#41;&#44; temperatura ambiental y del agua &#40;&#176; C&#41;&#44;conductividad &#40;uS&#47;cm&#41;&#46; A trav&#233;s de tablas de contingenciacomparamos de 10 a 40 categor&#237;as de cada par&#225;metrocon la presencia o no de <span class="elsevierStyleItalic">Salmonella&#44;</span> y se elige el intervalode valores que nos permite diferenciar entre apto y noapto&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> De los 204 registros&#44; 94 &#40;46&#44;1&#37;&#41; fueronaptos y 10 &#40;53&#44;9&#37;&#41; no aptos&#46; En esta tabla se recogen losintervalos de aquellos par&#225;metros medidos que aportan unasensibilidad y especificidad m&#225;s adecuadas para clasificarlos distintos puntos de ba&#241;o en aptos o no aptos&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><table><tr><td colspan="6"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td><span class="elsevierStyleItalic">Par&#225;metro</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Valores</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Sensibilidad</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Especificidad</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">VPP</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">VPN</span></td></tr><tr><td colspan="6"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td>Coli&#46; totales</td><td>500-2&#46;000</td><td>0&#44;81-0&#44;62</td><td>0&#44;56-0&#44;72</td><td>0&#44;50-0&#44;54</td><td>0&#44;85-0&#44;78</td></tr><tr align="CENTER"><td>Coli&#46; fecales </td><td>500-1&#46;000</td><td>0&#44;67-0&#44;64</td><td>0&#44;63-0&#44;66</td><td>0&#44;49-0&#44;50</td><td>0&#44;78-0&#44;77</td></tr><tr align="CENTER"><td>Estreptococo </td><td>30-40</td><td>0&#44;64-0&#44;64</td><td>0&#44;63-0&#44;64</td><td>0&#44;48-0&#44;49</td><td>0&#44;77-0&#44;77</td></tr><tr align="CENTER"><td>Conductividad </td><td>80-90</td><td>0&#44;53-0&#44;45</td><td>0&#44;48-0&#44;57</td><td>0&#44;35-0&#44;36</td><td>0&#44;66-0&#44;66</td></tr><tr align="CENTER"><td>T&#46; ambiental </td><td>24-26</td><td>0&#44;52-0&#44;42</td><td>0&#44;36-0&#44;51</td><td>0&#44;30-0&#44;31</td><td>0&#44;59-0&#44;62</td></tr><tr align="CENTER"><td>pH </td><td>7&#44;4-7&#44;7</td><td>0&#44;49-0&#44;33</td><td>0&#44;37-0&#44;59</td><td>0&#44;29-0&#44;30</td><td>0&#44;57-0&#44;62</td></tr><tr align="CENTER"><td>Ox&#46; disuelto </td><td>7-8</td><td>0&#44;59-0&#44;33</td><td>0&#44;36-0&#44;61</td><td>0&#44;33-0&#44;31</td><td>0&#44;62-0&#44;63</td></tr><tr align="CENTER"><td>Ox&#237;geno &#40;&#37;&#41;</td><td>80-90</td><td>0&#44;56-0&#44;33</td><td>0&#44;35-0&#44;53</td><td>0&#44;31-0&#44;28</td><td>0&#44;59-0&#44;60</td></tr><tr align="CENTER"><td>T&#46; agua </td><td>20-21</td><td>0&#44;36-0&#44;32</td><td>0&#44;36-0&#44;47</td><td>0&#44;23-0&#44;24</td><td>0&#44;51-0&#44;56</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="6"><hr></hr></td></tr></table><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> Los 3 par&#225;metrosmicrobiol&#243;gicos son los que m&#225;s directamente serelacionan con la calificaci&#243;n final del punto deba&#241;o&#59; podr&#237;a ser suficiente usar uno de &#233;stoscuando&#44; por los indicadores f&#237;sicos de pH&#44; conductividad&#44;temperatura ambiental y del agua&#44; ox&#237;geno disuelto osaturaci&#243;n de ox&#237;geno&#44; se constate una deficientecalidad del agua&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">OLAS DECALOR&#58; RELACI&#211;N CON LA MORTALIDAD DIARIA ENMADRID</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">J&#46;D&#237;az&#44; J&#46; C&#46; Alberdi&#44; C&#46; L&#243;pez&#44; J&#46; C&#46;Montero&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">CentroUniversitario de Salud P&#250;blica de Madrid&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes&#58;</span> Se han realizado numerosos estudios queindican la existencia de una temperatura de m&#237;nimamortalidad&#44; que para el caso de Madrid corresponde a unatemperatura m&#225;xima diaria de 30&#44;8&#186; C&#46; No obstante&#44; hayd&#237;as en verano en los que se alcanzan temperaturasm&#225;ximas m&#225;s elevadas que hacen que la mortalidadaumente bruscamente&#46;El objetivo de este estudio es establecer latemperatura a partir de la cual se produce este aumento brusco dela mortalidad&#44; analizando sus efectos sobre la mortalidadseg&#250;n causas espec&#237;ficas&#44; grupos de edad ysexo&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Se trabajar&#225; con los datos demortalidad diaria de residentes e inscritos en el Municipio deMadrid ocurridas entre el 1 de enero de 1986 al 31 de diciembre de1997&#46; Los datos referentes a variables meteorol&#243;gicas serefieren al observatorio de Madrid-Retiro y los de contaminatesatmosf&#233;ricos a la Red de Control de la Contaminaci&#243;nAtmosf&#233;rica del Ayuntamiento de Madrid&#46; Se utilizar&#225;el an&#225;lisis de series temporales mediante modelos ARIMAmultivariados&#46; Se controlar&#225; el efecto de variables deconfusi&#243;n tales como contaminaci&#243;n atmosf&#233;rica&#40;SO2&#44; PST&#44; NOx&#44; NO2&#44; O3&#41; y de otras variables atmosf&#233;ricascomo humedad relativa y cambios de presi&#243;n&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> Los resultados indican la existencia de unatemperatura m&#225;xima diaria de 36&#44;5&#186; C a partir de lacual se produce un brusco incremento de la mortalidad&#46; Este aumentoes cercano al 16&#37; para el caso de la mortalidad por todas lascausas por cada grado por encima de 36&#44;5&#186; C&#44; siendo m&#225;sacusado en las mujeres &#40;27&#37;&#41;&#46; Por causas espec&#237;ficas&#44; elaumento de mortalidad diaria por enfermedades del aparatocirculatorio llega a ser en las mujeres del 35&#37; por cada grado enque se supere la temperatura m&#225;xima diaria de 36&#44;5&#186; C&#46;El incremento de la mortalidad diaria por causas respiratoriasest&#225; pr&#243;ximo al 30&#37; siendo similar para hombres quepara mujeres&#46; El grupo de edad m&#225;s afectado&#44; entre losestudiados&#44; es el de mayores de 74 a&#241;os&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> Este trabajo establece la existencia deuna temperatura m&#225;xima diaria de 36&#44;5&#186; C a partir de lacual la mortalidad diaria aumenta de forma brusca y ser&#237;apreciso la adopci&#243;n de medidas preventivas para minimizarsus efectos sobre la poblaci&#243;n&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">RELACI&#211;N ENTRE LA TENDENCIA DE PRESI&#211;N Y LAMORTALIDAD DIARIA DE LA COMUNIDAD DE MADRID DURANTE ELPER&#205;ODO 1990-1992</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">S&#46;Gonz&#225;lez&#44; J&#46; D&#237;az&#44; M&#46; S&#46; Pajares&#44; J&#46; C&#46; Alberdi&#44; C&#46;L&#243;pez&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">CentroUniversitario de Salud P&#250;blica de Madrid&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes&#58;</span> En la Comunidad de Madrid se est&#225;siguiendo una l&#237;nea de investigaci&#243;n con elprop&#243;sito de analizar la distribuci&#243;n estacional dela mortalidad con dos picos&#44; en invierno y en verano ycorrelacionar dicha distribuci&#243;n con factores ambientalestales como la temperatura que presenta una relaci&#243;n en formade V&#44; con una temperatura de m&#237;nima mortalidad&#59; la humedadrelativa&#59; la velocidad del viento y los contaminantesatmosf&#233;ricos urbanos&#46; El objetivo de este estudio esdeterminar la posible influencia de la tendencia de presi&#243;nsobre la mortalidad de la Comunidad Aut&#243;noma de Madridconsiderando el posible efecto confusor de otras variablesatmosf&#233;ricas&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Se trabaj&#243; con datos demortalidad diaria suministrados por la Consejer&#237;a deHacienda de la Comunidad de Madrid&#44; datos meteorol&#243;gicos delObservatorio de Madrid-Retiro y datos de contaminaci&#243;natmosf&#233;rica de la Red Autom&#225;tica de Control deContaminaci&#243;n del Ayuntamiento de Madrid&#46; Se realiz&#243;un an&#225;lisis de series temporales mediante lamodelizaci&#243;n Box-Jenkins&#44; controlando por diferentesvariables de confusi&#243;n y se estableci&#243; un modelomultivariante de las distintas causas de mortalidad con lasdiversas variables estudiadas&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Resultados&#58;Los valores de los estimadores y de los retardos en los que seestablecen las asociaciones correspondientes al modelo ARIMA convariables ex&#243;genas&#44; vienen expresados en la siguientetabla&#58;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><table><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Org&#225;nicas</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Circulatorias</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Respiratorias</span></td></tr><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td>Tendenciapresi&#243;n</td><td>--</td><td>0&#44;094 &#40;8&#41;&#42;</td><td>&#173;0&#44;067&#40;14&#41;&#42;&#42;</td></tr><tr><td rowspan="2">Tc&#225;lida </td><td>1&#44;668 &#40;1&#41;&#42;&#42;&#42;</td><td></td><td></td></tr><tr><td>0&#44;828 &#40;3&#41;&#42;&#42;</td><td>0&#44;684 &#40;1&#41; &#42;&#42;&#42;</td><td>0&#44;285 &#40;4&#41;&#42;&#42;</td></tr><tr><td>Tfr&#237;a </td><td>0&#44;364 &#40;7&#41;&#42;&#42;&#42; </td><td>0&#44;297 &#40;7&#41;&#42;&#42;&#42;</td><td>0&#44;113 &#40;13&#41;&#42;&#42;&#42;</td></tr><tr><td></td><td>0&#44;256 &#40;12&#41;&#42;&#42;</td><td></td><td></td></tr><tr><td>O<span class="elsevierStyleSup">3</span></td><td>0&#44;279 &#40;4&#41;&#42;&#42;</td><td>--</td><td>--</td></tr><tr><td>O<span class="elsevierStyleInf">3</span></td><td>--</td><td>--</td><td>--</td></tr><tr><td>LSO<span class="elsevierStyleSup">2</span></td><td>2&#44;737 &#40;1&#41;&#42;&#42;</td><td>--</td><td>--</td></tr><tr><td>PST</td><td>0&#44;046 &#40;0&#41;&#42;</td><td>--</td><td>--</td></tr></table><table><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="4"><p class="elsevierStylePara">&#42;p &#60; 0&#44;05 &#59; &#42;&#42;p &#60; 0&#44;01&#59; &#42;&#42;&#42;p &#60; 0&#44;001&#46;</p></td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="4"><hr></hr></td></tr></table><p class="elsevierStylePara">La tendenciaanticicl&#243;nica contribuy&#243; en un 0&#44;39&#37; al incremento dela mortalidad debida a causas circulatorias y en un 1&#44;06&#37; a ladebida a causas respiratorias&#44; independientemente del efecto deotras variables&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> Se obtuvo asociaci&#243;n significativaentre la tendencia anticicl&#243;nica y la mortalidad debida acausas circulatorias a medio-largo plazo &#40;6-8 d&#237;as&#41; y ladebida a causas respiratorias a largo plazo &#40;14d&#237;as&#41;&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">VALIDEZ YREPETIBILIDAD DE UN CUESTIONARIO PARA DETERMINAR LAS EXPOSICIONESEN LAS TAREAS DEL HOGAR RELACIONADAS CON ASMA ENTRE LAS AMAS DECASA</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#46; Medina&#44;J&#46; P&#46; Zock&#44; M&#46; Kogevinas&#44; J&#46; Sunyer&#44; J&#46; M&#46;Ant&#243;&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">InstitutoMunicipal de Investigaci&#243;n M&#233;dica&#46;Barcelona&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes y objetivo&#58;</span> En el Estudio Europeo de SaludRespiratoria &#40;ECRHS&#41; se ha observado un elevado riesgo de asmaentre las amas de casa&#46; &#201;stas se ven expuestas a una granvariedad de agentes en la realizaci&#243;n de las tareas delhogar&#44; pero los factores de riesgo asociados con el asmatodav&#237;a no est&#225;n claros&#46; El objetivo del presenteestudio es el de determinar la validez y la repetibilidad delcuestionario modular utilizado por el ECRHS para evaluar lasexposiciones de las amas de casa&#46; Este cuestionario incluye el usode productos de limpieza &#40;por ejemplo&#44; lej&#237;a&#44;amon&#237;aco&#44; etc&#46;&#41;&#44; as&#237; como la frecuencia derealizaci&#243;n tareas &#40;por ejemplo&#44; barrer&#44; cocinar&#44; lavarropa&#44; etc&#46;&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> El cuestionario modular fue administradoa 28 amas de casa barcelonesas de edades comprendidas entre los 35y 58 a&#241;os&#44; 13 de las cuales con asma diagnosticado&#46; Elcuestionario&#44; con una duraci&#243;n aproximada de 15 minutos&#44; fueadministrado en primer lugar por tel&#233;fono y&#44; tres semanasm&#225;s tarde&#44; cara a cara en el propio domicilio del sujeto&#46;Para evaluar la repetibilidad del cuestionario se utiliz&#243; elestad&#237;stico kappa de Cohen &#40;&#42;&#41;&#46;Posteriormente&#44; los sujetos rellenaron un diario durante 7d&#237;as consecutivos que conten&#237;a los mismos&#237;tems que el cuestionario&#46; Este diario fue tomado comomedida de referencia para determinar la validez delcuestionario&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> La repetibilidad del cuestionario fuerazonable&#59; el valor medio de la &#42; fue de 0&#44;67 para las tareas delimpieza y de 0&#44;69 para el uso de productos de limpieza&#46; Elcuestionario infravalor&#243; el uso de determinados productos delimpieza en comparaci&#243;n con el diario&#44; mientras que lafrecuencia de las tareas de limpieza fue similar para ambosM&#233;todos&#58; La media de la sensibilidad y la especificidad fuerespectivamente de 0&#44;96 y 1 para las tareas de limpieza&#44; y de 0&#44;56y 0&#44;94 para el uso de productos de limpieza&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> Resumiendo&#44; podr&#237;amos decir que elcuestionario modular utilizado por el ECRHS proporciona unm&#233;todo v&#225;lido para determinar las exposiciones delhogar entre las amas de casa en estudios epidemiol&#243;gicossobre asma&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">VALIDACI&#211;N DEL JOB CONTENT QUESTIONNAIRE EN PERSONALDE ADMINISTRACI&#211;N Y SERVICIOS</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">V&#46;Escrib&#225;&#44; S&#46; P&#233;rez-Hoyos&#44; L&#46; Barrio&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">EscuelaValenciana de Estudios para la Salud &#40;EVES&#41;&#46; GeneralitatValenciana&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Objetivo&#58;</span> Validaci&#243;n del cuestionario de medidade estresores laborales Job Content Questionnaire &#40;JCQ&#41; en personalde administraci&#243;n y servicios &#40;PAS&#41; de una universidadp&#250;blica&#44; evaluando su consistencia interna y validez deconcepto &#40;convergente&#41;&#46; <span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todo&#46;</span> Se ha utilizado laversi&#243;n m&#237;nima recomendada del JCQ con 29 items&#44; queintegran las tres dimensiones &#40;demandas psicol&#243;gicas&#44;control sobre el trabajo y apoyo social&#41; del modelo Demanda-ControlApoyo de Karasek y col&#46; A partir de las dimensiones &#40;demandaspsicol&#243;gicas&#44; control sobre el trabajo&#41; se ha creado elmodelo b&#225;sico de exposici&#243;n con 4 niveles&#40;tensi&#243;n laboral&#41;&#58; alta tensi&#243;n &#40;altas demandas ybajo control&#41;&#44; baja tensi&#243;n &#40;bajas demandas y alto control&#41;&#44;activos &#40;altas demandas y alto control&#41; y pasivos &#40;bajas demandas ybajo control&#41;&#46; El estudio se ha llevado a cabo sobre una muestra de174 trabajadores del &#225;mbito laboral del personal de laadministraci&#243;n y servicios de una universidad p&#250;blica&#40;Valencia&#41;&#46; Se ha realizado un an&#225;lisis factorialconfirmatorio a 3 factores para determinar si la estructurafactorial del JCQ en nuestro medio&#44; coincid&#237;a con laversi&#243;n original&#46; Adem&#225;s se ha valorado suconsistencia interna mediante el calculo del coeficiente Alfa deCronbach&#46; Por &#250;ltimo&#44; para valorar la validez de concepto&#44;partimos de la hip&#243;tesis de que el PAS que trabaja en unambiente de trabajo con alta exposici&#243;n a estresoreslaborales presenta un mayor nivel de cansancio emocional&#44; medidopor la escala EPB &#40;escala de efectos ps&#237;quicos del burnout&#41;y peor calidad de vida &#40;7 dimensiones del cuestionario de SaludSF-36&#41;&#59; calcul&#225;ndose el coeficiente de correlaci&#243;n deSpearman y el test de Kruskal-Wallis&#44; seg&#250;n fueraoportuno&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> El an&#225;lisis factorial muestra que elcuestionario presenta la misma estructura factorial que elcuestionario original&#44; es decir tres dimensiones&#58; apoyo por partede los trabajadores y superiores &#40;10 items&#41;&#44; control sobre elpropio trabajo &#40;9 items&#41; y demandas psicol&#243;gicas &#40;8 items&#41;&#46;Tras la valoraci&#243;n de la consistencia interna se excluye 1item de la dimensi&#243;n apoyo y control y 2 items de ladimensi&#243;n demandas psicol&#243;gicas&#44; obteni&#233;ndoseun alfa de Cronbach de&#58; 0&#44;87&#44; 0&#44;81 y 0&#44;71&#44; respectivamente&#46; Seencuentra una correlaci&#243;n moderada pero significativa entrelas tres dimensiones del JCQ y la escala EPB &#40;&#173;0&#44;28 paracontrol sobre el trabajo&#44; 0&#44;33 para demandas psicol&#243;gicas y&#173;0&#44;48 para apoyo en el trabajo&#41;&#46; Asimismo se encuentra unacorrelaci&#243;n moderada pero significativa con algunasdimensiones del SF-36 &#40;vitalidad&#44; relaciones sociales&#44; salud mentaly dolor&#41;&#46; Con la variable tensi&#243;n laboral se encuentranresultados similares&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> El JCQ muestra una estructura factorialsimilar a la propuesta por el autor en nuestro contexto cultural&#46;Cada una de las tres dimensiones presentan una alta consitenciainterna y moderada validez de concepto&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Parcialmentefinanciado con la ayuda IVESP 073&#47;1998&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">EL TRABAJOCON ORDENADORES&#58; ASOCIACI&#211;N CON FACTORES DE RIESGOPSICOSOCIAL Y CON EL ESTADO DE SALUD</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">L&#46;Artazcoz&#44; A&#46; S&#225;nchez&#44; E&#46; Molinero&#44; I&#46; Cort&#233;s&#44; S&#46;Moncada&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">InstitutMunicipal de Salut P&#250;blica de Barcelona&#46; Servei dePrevenci&#243;&#46; Ajuntament de Barcelona &#40;Proyecto parcialmentefinanciado por el FISS&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Objetivo&#58;</span> Analizar la relaci&#243;n del trabajo conordenadores &#40;TO&#41; con las demandas psicol&#243;gicas del trabajo&#44;el control sobre las tareas&#44; el apoyo social y el estado de salud&#46;Adem&#225;s se determinar&#225; si la relaci&#243;n del TOcon el estado de salud se explica exclusivamente por los factoresde riesgo psicosocial cl&#225;sicos&#44; tras controlar por la edad yla ocupaci&#243;n&#46; Se analizar&#225; tambi&#233;n si existendiferencias de g&#233;nero en las implicaciones sobre la saluddel TO&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> La poblaci&#243;n de estudio fueronlos trabajadores de una administraci&#243;n p&#250;blica queacudieron a la revisi&#243;n m&#233;dica de empresa entre losmeses de febrero y octubre de 1999 &#40;1&#46;860 personas&#44; aproximadamentela mitad de cada sexo&#41;&#46; La recogida de datos se realiz&#243; atrav&#233;s de un cuestionario autocontestado rellenado en lasala de espera antes de pasar la revisi&#243;n&#46; El entornopsicosocial del trabajo se midi&#243; con una adaptaci&#243;nal castellano del Cuestionario de contenido del trabajo&#46; Laestructura factorial confirm&#243; la original en ingl&#233;s yla consistencia interna de todas las escalas medida a trav&#233;sdel coeficiente alfa de Cronbach fue siempre superior a 0&#44;7&#46; En unaprimera fase las variables dependientes fueron las demandaspsicol&#243;gicas del trabajo&#44; el control&#44; el apoyo social de lossuperiores y el de los compa&#241;eros&#46; En la segunda fase&#233;stas fueron variables independientes y las dependientesfueron 3 &#40;todas ellas dicot&#243;micas&#41;&#58; estado de saludpercibido&#44; trastornos psicosom&#225;ticos relacionados con laansiedad y trastornos del sue&#241;o&#46; La variable predictora fueel TO al menos la cuarta parte de la jornada laboral y en ambasfases&#44; la edad y la ocupaci&#243;n fueron variables de ajuste&#46; Elan&#225;lisis se realiz&#243; a trav&#233;s de modelos delajuste de modelos de regresi&#243;n log&#237;stica para cadasexo&#46; Los resultados se presentan como odds ratios &#40;ORs&#41; ajustadascon sus correspondientes intervalos de confianza &#40;IC&#41; al95&#37;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> El 58&#37; de los hombres y el 80&#37; de lasmujeres utilizan el ordenador al menos durante una cuarta parte desu jornada laboral&#46; Se observan diferencias de g&#233;nero en laexposici&#243;n a factores de riesgo psicosocial&#46; Aunque en ambossexos el TO supone mayores demandas psicol&#243;gicas&#44; en hombresno existe ninguna otra asociaci&#243;n con factores de riesgopsicosocial&#44; pero en mujeres el TO se asocia a menor control &#40;OR &#61;0&#44;47&#59; IC95&#37;&#58; 0&#44;29-0&#44;74&#41;&#44; menor apoyo social de loscompa&#241;eros &#40;OR &#61; 0&#44;61&#59; IC95&#37;&#58; 0&#44;38-0&#44;96&#41; y menor apoyo delos superiores &#40;OR &#61; 0&#44;66&#59; IC95&#37;&#58; 0&#44;41-1&#44;05&#41;&#46; Tras ajustar por elresto de variables&#44; el TO no se asoci&#243; a ning&#250;ntrastorno de salud&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> Las implicaciones para la salud del TO&#44;vienen determinadas por el tipo de trabajo para el que se usa elordenador&#46; Si son tareas mon&#243;tonas y repetitivas&#44; a&#250;nlas hace m&#225;s r&#225;pidas por lo que contribuir&#237;a ahacer m&#225;s penoso el trabajo&#46; &#201;sta podr&#237;a seruna de las razones de las diferencias de g&#233;nero aqu&#237;encontradas&#46; En esta administraci&#243;n p&#250;blica lasmujeres trabajan con m&#225;s frecuencia en puestos donde debenrealizar tr&#225;mites burocr&#225;ticos ymon&#243;tonos&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">ESTUDIOEPIDEMIOL&#211;GICO DE LA ENFERMEDAD PROFESIONAL EN LA PROVINCIADE LAS PALMAS&#44; 1990-1999</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">I&#46; Centol&#44;J&#46; C&#46; Orengo&#44; M&#46; M&#46; Ja&#233;n&#44; P&#46; Castellanos&#44; A&#46; Benasco&#44; E&#46;Esta&#250;n&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">Servicio deSalud Laboral&#46; Servicio Canario de Salud&#46; Las Palmas de G&#46;C&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Introducci&#243;n&#58;</span> La relaci&#243;n entre el mediolaboral y la salud se puede considerar en dos sentidos&#59; primero&#44; elmedio laboral es capaz de generar problemas de salud y segundo elnivel de salud va a determinar la capacidad laboral&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Objetivo&#58;</span> Determinar la Tasa de Incidencia &#40;TI&#41; de laEnfermedades Profesionales &#40;EEPP&#41;&#46; Evaluar lascaracter&#237;sticas epidemiol&#243;gicas de lasEEPP&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> se realiz&#243; un estudioretrospectivo&#46; La muestra qued&#243; constitu&#237;da por todoslos casos de EEPP declaradas al Servicio de Salud Laboral entre losa&#241;os 1990-1999&#46; Las variables fueron&#58; EEPP&#44; edad&#44; sexo&#44;ocupaci&#243;n&#44; sector econ&#243;mico&#44; tipo de empresa&#44;Servicio M&#233;dico Especializado &#40;SME&#41;&#44; duraci&#243;n de laEEPP&#46; Para la obtenci&#243;n de las TI se utilizaron los datosdel Instituto Canario de Estad&#237;sticas&#59; se hall&#243; lamedia y desviaci&#243;n est&#225;ndar&#40;DT&#41; para las variablescuantitativas&#44; para las cualitativas la frecuencia y porcentajes&#46;En la comparaci&#243;n de proporciones se realiz&#243; laji-cuadrado&#44; la &#171;t&#187; de Student y la ANOVA en lacomparaci&#243;n de medias&#46; El nivel de confianza fue del 95&#37;&#46; Elprograma utilizado fue el SPSS 8&#46;0&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> El total de casos de EEPP fue de 214&#46; La TImedia fue de 1&#44;01 &#40;las TI las presentamos por 10000 trabajadores&#41;&#59;para los a&#241;os 90&#44;92 y 99 encontramos una TI de 0&#44;48&#44; 2&#44;5 &#40;lam&#225;s alta&#41; y 0&#44;17 &#40;la m&#225;s baja&#41;&#44; respectivamente&#46; El55&#44;6&#37; &#40;TI&#61;0&#44;76&#41; eran hombres y el 44&#44;4&#37; &#40;TI &#61; 1&#44;1&#41; mujeres &#40;p &#60;0&#44;001&#41;&#46; La TI mayor la presentan los hombres entre los 20-49a&#241;os y las mujeres entre los 20-39 a&#241;os&#46; Lasenfermedades de la piel suponen el 50&#44;9&#37; y las relacionadas aagentes f&#237;sicos&#44; qu&#237;micos&#44; infecci&#243;na&#233;rea e infecciones suponen el 19&#44;6&#44; 18&#44;2&#44; 7&#44;5 y el 3&#44;7&#37;&#44;respectivamente &#40;p &#60; 0&#44;001&#41;&#46; Las enfermedades f&#237;sicastuvieron una duraci&#243;n de 38&#44;6 d&#237;as &#40;DT &#61; 30&#44;5&#41;&#44; lasinfecciosas de 39&#44;4 d&#237;as &#40;DT &#61; 26&#44;7&#41;&#44; las de v&#237;asa&#233;reas de 66&#44;5 d&#237;as &#40;DT &#61; 39&#41; las qu&#237;micas de48&#44;3 d&#237;as &#40;DT &#61; 21&#41; y las de piel de 15&#44;2 d&#237;as &#40;DT &#61;7&#44;4&#41;&#44; &#40;p &#60; 0&#44;01&#41;&#46; El sector servicios representa el 45&#44;3&#37; &#40;TI &#61;0&#44;6&#41;&#44; el agr&#237;cola el 21&#37; &#40;TI &#61; 2&#44;6&#41;&#44; la industria el 17&#44;7&#37;&#40;TI &#61; 1&#44;8&#41; y la construcci&#243;n el 15&#44;9&#37; &#40;TI &#61; 1&#44;5&#41;&#46; El 82&#44;22&#37;de las EEPP en el sector agr&#237;cola es debido a agentesqu&#237;micos&#44; en la industria el 47&#44;4&#37; es por agentesf&#237;sicos&#44; en la construcci&#243;n y servicios el 94 y el67&#37;&#44; respectivamente&#44; por enfermedades de la piel&#46; El 54&#44;6&#37; deltotal de EEPP que presentan los hombres son dermatitis y el 28&#44;7&#37;son f&#237;sicas &#40;epicondilitis&#44; etc&#46;&#41;&#44; en las mujeres el 46&#44;3&#37;son dermatitis y el 38&#44;9&#37; producidas por organofosforados&#46; La TI enempresas con SME fue de 1&#44;7 frente al 0&#44;8 sin SME&#46; El 98&#44;1&#37; de laEEPP fue baja laboral&#59; un 13&#44;5&#37; reca&#237;das&#44; destacando lasenfermedades de la piel &#40;75&#44;8&#37;&#41; y del sector de laconstrucci&#243;n y servicios&#59; el 7&#44;7&#37; de las reca&#237;dasfueron en empresas con SME&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> La TI en Las Palmas es menor que la medianacional&#46; La TI en las mujeres es m&#225;s alta&#46; Las enfermedadesde la piel son las declaradas mayormente&#46; Es necesaria unavigilancia epidemiol&#243;gica&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">INFLUENCIADE LA FORMACI&#211;N EN LA PERCEPCI&#211;N DE LAS CAUSAS DE LOSRIESGOS DE ACCIDENTE DE TRABAJO</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">V&#46; de laOrden&#44; M&#46; Zimmermann&#44; J&#46; Maqueda&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">InstitutoNacional de Seguridad e Higiene en el Trabajo&#46; Madrid&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes y objetivo&#58;</span> En el marco de la EncuestaNacional de Condiciones de Trabajo &#40;ENCT&#41; se investiga lapercepci&#243;n de los trabajadores acerca de los riesgos deaccidentes de trabajo y sus causas&#46; En las sucesivas ediciones deesta ENCT se observa que los trabajadores se&#241;alan de formapredominante causas que tienen un marcado car&#225;cter culturalautoculpabilizador&#44; que nosotros interpretamos como una deficienciaen la cultura preventiva&#46; El objetivo de este trabajo es valorar elpapel que desempe&#241;a la formaci&#243;n que reciben lostrabajadores en su percepci&#243;n de estas causas de accidentede trabajo&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> muestra de 1&#46;489 trabajadores que hanrecibido formaci&#243;n por parte de la empresa en los&#250;ltimos doce meses&#46; Variable dependiente&#58; de la preguntamultirrespuesta&#44; &#191;cu&#225;les son las causas de losriesgos de accidente en su puesto de trabajo&#63; Se analiz&#243; laopci&#243;n de respuesta &#171;por exceso de confianza ocostumbre&#187;&#46; Variable independiente&#58; tipo de formaci&#243;nrecibida por el trabajador en los &#250;ltimos doce meses &#40;1&#58;formaci&#243;n destinada a mejorar o actualizar supreparaci&#243;n para realizar su trabajo&#59; 2&#58; formaci&#243;ndestinada a mejorar o actualizar sus conocimientos sobre laprevenci&#243;n de riesgos laborales&#59; 3&#58; Formaci&#243;n pararealizar nuevas tareas&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">An&#225;lisis estad&#237;stico&#58;</span> C&#225;lculo de laasociaci&#243;n del tipo de formaci&#243;n y otras variablesindependientes con la causa de riesgo &#171;exceso de confianza ocostumbre&#187; mediante an&#225;lisis ajustado porregresi&#243;n log&#237;stica&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> El an&#225;lisis ajustado revel&#243; laasociaci&#243;n entre haber recibido formaci&#243;n pararealizar el trabajo &#40;OR&#58; 0&#44;55&#59; IC&#58; 0&#44;47-0&#44;65&#41; y formaci&#243;npara realizar nuevas tareas &#40;OR&#58; 0&#44;67&#59; IC&#58; 0&#44;52-0&#44;88&#41; con el hechode no identificar el &#171;exceso de confianza o costumbre&#187;como causa de los riesgos de accidente&#46; Por otra parte&#44; elan&#225;lisis demostr&#243; asociaci&#243;n entre haberrecibido formaci&#243;n en prevenci&#243;n de riesgos laboralesy se&#241;alar el &#171;exceso de confianza o costumbre&#187;como causa del riesgo de accidente &#40;OR&#58; 1&#44;70&#59; IC&#58;1&#44;44-2&#44;26&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Laintroducci&#243;n de una nueva variable independiente&#171;haber sufrido alg&#250;n accidente de trabajo en los&#250;ltimos a&#241;os&#187; en el modelo no produjo lap&#233;rdida de ninguna de las asociaciones anteriores&#44;encontr&#225;ndose adem&#225;s asociaci&#243;n entre estavariable y el se&#241;alar &#171;exceso de confianza ocostumbre&#187; &#40;OR&#58; 2&#44;33&#59; IC&#58; 1&#44;83-2&#44;97&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> La formaci&#243;n orientada a mejorar lapreparaci&#243;n para realizar el trabajo habitual o bien nuevastareas puede actuar de forma positiva&#44; disminuyendo la probabilidadde identificaci&#243;n de causas de accidente de marcadocar&#225;cter cultural autoculpabilizador&#46; Sin embargo&#44; laformaci&#243;n sobre prevenci&#243;n de riesgos laborales no hademostrado esta capacidad&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">ESCLEROSISM&#218;LTIPLE Y CALIDAD DE VIDA&#58; LOS FAMILIARES&#44; ADEM&#193;S DELOS ENFERMOS&#44; TAMBI&#201;N VEN AFECTADA SU CALIDAD DEVIDA</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#46;Aymerich&#44; A&#46; J Jovell&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">Ag&#232;ncia d&#39;Avaluaci&#243; de Tecnologia i RecercaM&#232;diques&#46; Fundaci&#243; Biblioteca Josep Laporte yUniversitat Aut&#242;noma de Barcelona&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes y objetivo&#58;</span> La esclerosis m&#250;ltiple&#40;EM&#41; es una enfermedad neurol&#243;gica de etiolog&#237;adesconocida&#46; A pesar de ser una enfermedad cr&#243;nica ydiscapacitante se han publicado muy pocos estudios sobre la calidadde vida relacionada con la salud &#40;CVRS&#41; de los enfermos de EM y&#47;ode sus familiares&#44; no habiendo ninguno en nuestro contexto&#46; Estetrabajo tiene por objetivo describir la CVRS y lascaracter&#237;sticas cl&#237;nicas y sociodemogr&#225;ficasde los enfermos afectados por EM y de sus familiares&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Se dise&#241;&#243; un estudiomultic&#233;ntrico transversal donde a lo largo de tresa&#241;os &#40;1997-1999&#41; se recogieron consecutivamente 681 enfermosde EM y 544 familiares en 9 hospitales de Catalunya&#46; Losinstrumentos de CVRS utilizados fueron el SF-36 y la escala visualanal&#243;gica &#40;EVA&#41; del Euro-Qol en enfermos&#59; y el SF-12 enfamiliares&#46; Los tres instrumentos son gen&#233;ricos de CVRS yvan de 0 a 100 donde una puntuaci&#243;n m&#225;s alta indicamejor CVRS&#46; Como variables cl&#237;nicas se recogieron&#58;discapacidad f&#237;sica con una escala espec&#237;fica para EM&#40;EDSS&#41; que va de 0 a 10 &#40;m&#225;s discapacidad a m&#225;spuntuaci&#243;n&#41; y tipo de EM&#46; Como sociodemogr&#225;ficas serecogieron&#58; edad&#44; g&#233;nero&#44; nivel educativo&#44; ocupaci&#243;nlaboral y estado civil&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> Los enfermos de EM son mayoritariamentemujeres &#40;64&#37;&#41;&#44; de 40 a&#241;os&#44; con estudios &#40;menos de un 1&#37; notiene estudios y un 19&#37; son universitarias&#41;&#44; casadas o con pareja&#40;69&#37;&#41;&#44; con categor&#237;a profesional de t&#233;cnico medio&#40;25&#37;&#41; y con situaci&#243;n laboral de invalidez &#40;34&#37;&#41;&#46; Ladiscapacidad f&#237;sica media fue de 3 &#40;DE&#58; 2&#44;17&#41; y la medianade 2&#44;5&#46; En la EVA de salud percibida puntuaron una media de 64 &#40;DE&#58;20&#44;3&#41; y una mediana de 60&#46; Su CVRS&#44; medida con el SF-36&#44; esinferior a la de la poblaci&#243;n general&#44; tanto en lasdimensiones de salud f&#237;sica &#40;por ejemplo&#44; en funci&#243;nf&#237;sica&#58; 51&#44;7 en EM versus 84&#44;7 en poblaci&#243; general&#41;como de salud mental &#40;61&#44;7 en EM <span class="elsevierStyleItalic">versus</span> 73&#44;3 enpoblaci&#243; general&#41;&#46; La poblaci&#243;n de familiarestambi&#233;n es mayoritariamente femenina &#40;58&#37;&#41;&#44; de 45a&#241;os&#44; con estudios &#40;s&#243;lo un 2&#37; no tiene estudios y un12&#37; son universitarias&#41;&#44; casadas o con pareja &#40;69&#37;&#41; y con unasituaci&#243;n laboral de trabajadora por cuenta de otros &#40;44&#37;&#41;&#46;El tipo de relaci&#243;n con el enfermo es la de c&#243;nyuge opareja &#40;52&#37;&#41;&#44; con un tiempo medio de 11&#44;5 a&#241;os deconvivencia y de 3 horas&#47;d&#237;a de soporte f&#237;sico alenfermo&#46; La CVRS de los familiares es inferior a la de lapoblaci&#243;n general&#59; ligeramente en el componentef&#237;sico &#40;49&#44;5 en familiares d&#39;EM versus 50 enpoblaci&#243;n general&#41; y m&#225;s marcadamente en elcomponente de salud mental &#40;46&#44;4 en familiares d&#39;EM <span class="elsevierStyleItalic">versus</span>50 en la poblaci&#243;n general y 44&#44;4 en la poblaci&#243;n condepresi&#243;n subcl&#237;nica&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> La CVRS tanto de los enfermos de EM comode sus familiares es inferior a la de la poblaci&#243;n general&#46;La salud mental percibida por los familiares de los enfermos de EMes m&#225;s pr&#243;xima a la poblaci&#243;n condepresi&#243;n subcl&#237;nica que a la de la poblaci&#243;ngeneral&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">ABSENTISMOLABORAL Y CONTENIDOS DEL TRABAJO EN CONSERJES</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">S&#46;Moncada&#44; A Navarro&#44; I&#46; Cort&#233;s&#44; L&#46; Artazcoz&#44; E&#46;Molinero&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">InstitutMunicipal de Salut P&#250;blica de Barcelona&#46; Servei dePrevenci&#243;&#46; Ajuntament de Barcelona&#46; UniversitatAut&#242;noma de Barcelona&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes&#58;</span> Diversas variables psicosociales aparecenasociadas en la literatura con el riesgo de presentar episodios deincapacidad temporal &#40;IT&#41; para el trabajo&#46; Entre ellas&#44; destacanlas relacionadas con los contenidos del trabajo y&#44; especialmente&#44;con el control sobre el trabajo&#46; El objetivo del presente estudioes analizar el riesgo de presentar IT en dos colectivos detrabajadores de la misma categor&#237;a diferenciados por loscontenidos del trabajo y&#44; especialmente&#44; por sus niveles de controlsobre &#233;ste</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Se analizaron todos los episodios de ITpresentados por los trabajadores incluidos en la cohorte&#171;Casa Gran&#187; de la plantilla en el Ayuntamiento deBarcelona que realizaron tareas de conserjes durante el 1 de enerode 1984 y el 31 de diciembre de 1993&#46; Se compararon dos grupos deconserjes&#58; los de administraci&#243;n&#44; que realizaron tareasauxiliares y de reparto de correspondencia&#44; y los que ocuparonpuestos de trabajo de mayor contenido y riqueza en las escuelasmunicipales y centros c&#237;vicos&#46; Se utiliz&#243; el modelode Prentice&#44; Williams y Peterson para el an&#225;lisis defen&#243;menos recurrentes&#44; estim&#225;ndose las tasas de IT decorta &#40;&#60; 11 d&#237;as&#41; y larga &#40; &#62; 10 d&#237;as&#41;duraci&#243;n para los dos grupos y sus correspondientes razonesde tasas&#46; Las variables predictoras fueron la edad &#40;&#60; 45&#44; 45-54&#44;&#62; 54&#41; y el puesto de trabajo &#40;variable dicot&#243;mica&#58;&#171;administraci&#243;n&#187; y &#171;especiales&#187;&#41;&#46; Seanaliz&#243; separadamente hombres y mujeres&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> En los hombres&#44; padecer IT de cortaduraci&#243;n se asocia al puesto de trabajo y a la edadexistiendo una interacci&#243;n significativa entre ambasvariables&#46; En el grupo m&#225;s joven y en el mayor&#44; ser conserjeadministrativo aument&#243; el riesgo de presentar IT respecto alos conserjes especiales entre un 40-50&#37;&#46; La diferenciam&#225;xima la present&#243; el grupo 45-54 a&#241;os en elque se duplic&#243; el riesgo&#46; La edad y el puesto de trabajocaracterizaron la aparici&#243;n de IT de larga duraci&#243;nen los hombres de manera independiente&#46; Esto es&#44; aunque el riesgoaument&#243; con la edad y existi&#243; diferencia entre elpuesto de trabajo&#44; &#233;sta se mantuvo constante dentro de cadagrupo etario&#46; De esta forma los conserjes administrativos tuvieronun riesgo de 1&#44;3 veces el de los especiales&#44; independientemente dela edad&#46; As&#237;&#44; el riesgo de un conserje administrativo mayorde 54 a&#241;os fue de 1&#44;3 veces el de un especial de la mismaedad&#44; y de 2&#44;62 &#40;IC95&#37;&#41;&#58; 2&#44;10-3&#44;25&#41; si lo comparamos con unconserje especial menor de 45 a&#241;os&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Para lasmujeres&#44; el comportamiento de la IT de corta duraci&#243;n fuedistinto&#46; Mientras la aparici&#243;n de la IT fue independientedel puesto de trabajo&#44; se observ&#243; un riesgo inferior en losgrupos mayores respecto a las j&#243;venes&#46; En cuanto a la IT delarga duraci&#243;n&#44; &#250;nicamente el puesto de trabajodiscrimin&#243; el riesgo de padecerla&#46; Independientemente de laedad&#44; una conserje adminsitrativa tuvo un 41&#37; m&#225;s de riesgode tener IT que una conserje especial&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> Los conserjes administrativos presentaronun riesgo de IT superior a sus hom&#243;logos&#171;especiales&#187;&#44; tanto en hombres como en mujeres para losepisodios de IT de larga duraci&#243;n&#44; y s&#243;lo en loshombres para los de corta duraci&#243;n&#44; lo que se relaciona conla diferencias en los contenidos del trabajo y de g&#233;neroentre los grupos comparados&#46; Se discute la posible existencia de unsesgo de selecci&#243;n en el sentido de que personas con mejorestado de salud hubieran sido seleccionadas para los puestos deconserjes especiales&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">ACCIDENTALIDAD EN UN GRUPO DE PROFESIONALES DEENFERMER&#205;A DE ATENCI&#211;N PRIMARIA</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">C&#46;Fern&#225;ndez Garc&#237;a&#44; R&#46; Garc&#237;a Callejas&#44; S&#46;Tom&#225;s Dols&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">Centro deSalud P&#250;blica de Alzira&#46; Centro de Salud de Algemes&#237;&#46;Direcci&#243;n General para la Salud P&#250;blica&#46;Valencia&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes y objetivo&#58;</span> En el mundo laboral&#44; y enparticular en el &#225;mbito sanitario&#44; las posibilidades detransmisi&#243;n de la hepatitis B &#40;HB&#41; o del VIH&#44; ocurren conocasi&#243;n de la realizaci&#243;n de algunos procedimientosen la atenci&#243;n de salud&#44; y a menudo&#44; sin las oportunasmedidas de aislamiento&#46; El mero conocimiento de la serolog&#237;adel paciente no previene la exposici&#243;n ocupacional &#40;EO&#41;&#46; Losregistros de accidentalidad del personal sanitario&#44; identifican aenfermer&#237;a como el estamento m&#225;s afectado&#44; y elpinchazo&#44; el accidente m&#225;s com&#250;n&#46; Se considera factorpotencial de riesgo la manipulaci&#243;n incorrecta del material&#44;la utilizaci&#243;n de barreras&#44; la actuaci&#243;npostexposici&#243;n y la experiencia en el puesto de trabajo&#46; Coneste estudio se pretende describir la accidentalidad de un grupo deprofesionales de enfermer&#237;a&#44; de atenci&#243;n primaria&#44; delas &#225;reas 09 y 10 de la Comunidad Valenciana &#40;CV&#41; y suposible asociaci&#243;n a determinadas caracter&#237;sticassociolaborales&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todo&#58;</span> Dise&#241;o&#58; estudio observacionaldescriptivo de corte transversal&#46; &#193;mbito&#58; &#225;reassanitarias 09 y 10 de CV&#46; Sujetos de estudio&#58; personal deenfermer&#237;a de Atenci&#243;n Primaria de los centrosp&#250;blicos&#46; Instrumentalizaci&#243;n&#58; cuestionarioan&#243;nimo y autocumplimentado&#46; Variables categ&#243;ricas&#58;g&#233;nero&#44; grupos de edad&#44; antig&#252;edad&#44; EO&#44;formaci&#243;n espec&#237;fica&#44; vacunaci&#243;n frente a HB&#46;An&#225;lisis&#58; univariado para la caracterizaci&#243;n de lossujetos&#59; bivariado para establecer diferencias &#40;test Ji2&#41;&#46; Seutilizar&#225; OR como medida de asociaci&#243;n&#40;IC95&#37;&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> Parcitipan 132 &#40;70&#44;97&#37;&#41;&#46; 66&#44;41&#37; han declardoaccidente&#46; El pinchazo &#40;88&#44;50&#37;&#41; es el tipo de accidente m&#225;scom&#250;n&#46; La actividad principal fue punci&#243;n venosa&#40;21&#44;83&#37;&#41;&#46; El accidentado estaba protegido en el 76&#44;62&#37;&#59; en los noprotegidos&#44; la actividad principal fue administrando inyectables&#40;38&#44;88&#37;&#41;&#46; Un 54&#44;02&#37; afirma que sigui&#243; un protocolo deactuaci&#243;n y el 98&#44;85&#37; se lav&#243; la zona inmediatamente&#46;El conocimiento de la serolog&#237;a del paciente y de sush&#225;bitos de vida incrementa las medidas de protecci&#243;na m&#225;s del 75&#37; de los profesionales&#44; La experiencia&#44; mayor de5 a&#241;os&#44; act&#250;a como factor protector OR &#61; 0&#44;42&#44;&#40;0&#44;18-0&#44;96&#41;&#46; El reencapuchado muestra una OR &#61; 0&#44;89 &#40;0&#44;40-1&#44;96&#41;&#46; Lavacunaci&#243;n frente a HB en los accidentados fue correcta en68&#44;96&#37;&#44; sin diferencias respecto al total de participantes &#40;p &#61;0&#44;459&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> el personal de enfermer&#237;a es unestamento susceptible de pinchazo con aguja hueca&#46; Lascaracter&#237;sticas del paciente hacen aumentar las medidas deprotecci&#243;n&#46; El reencapuchado&#44; habitual para el 50&#37; de losparticipantes&#44; no muestra asociaci&#243;n con el accidente&#46; Laexperiencia profesional actua como factor protector frente alaccidente&#46; Necesidad de incrementar coberturas vacunales frente aVHB&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">SESIONCOMUNICACIONES CARTEL 3</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Enfermedades cardiovasculares&#47;epidemiolog&#237;a ygesti&#243;n de servicios asistenciales</span></p><p class="elsevierStylePara">Moderadores&#58;<span class="elsevierStyleItalic"><br></br>Antonio Segura y M&#46;<span class="elsevierStyleSup">a</span> IsabelPasar&#237;n</span></p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">HOMOCISTE&#205;NA COMO MARCADOR PRON&#211;STICO ENPACIENTES DE ENFERMEDAD CEREBROVASCULAR</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">A&#46;M&#46;&#170; Haro Perez&#42;&#44; &#42;&#42;&#44; M&#46; J&#46; Medrano Albero&#42;&#44; M&#46; J&#46; SierraMoros&#42;&#44; J&#46; Almaz&#225;n Isla&#42;&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">Por el Grupode estudio &#171;Dieta&#44; Homocisteina&#44; y EnfermedadCerebrovascular&#187;&#46; <span class="elsevierStyleItalic">&#42;</span>Servicio de Epidemiolog&#237;a deEnfermedades Cardiovasculares&#46; Centro Nacional deEpidemiolog&#237;a&#46; Instituto de Salud Carlos III&#46;<span class="elsevierStyleItalic">&#42;&#42;</span>Departamento de Medicina Preventiva&#46; Facultad de Medicina&#46;Universidad de Alcal&#225; de Henares&#46; Madrid&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Objetivo&#58;</span> Valorar la utilidad de los nivelesplasm&#225;ticos de homociste&#237;na como factorpron&#243;stico de recidiva de eventoscardiovasculares&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Material ym&#233;todos&#58;</span> Seguimiento de una cohorte de 145 pacientes deictus isqu&#233;mico incidente&#44; con un per&#237;odo deseguimiento de 2 a&#241;os&#46; Se efectuaron determinacionesanal&#237;ticas en el momento basal&#44; a los 3 meses&#44; 1 a&#241;oy 2 a&#241;os tras el evento inicial&#46; Se consider&#243; comorecidiva de evento cardiovascular aquellos pacientes que sufrieronun nuevo ictus&#44; enfermedad isqu&#233;mica del coraz&#243;n&#44;muerte s&#250;bita&#44; oclusi&#243;n arterial perif&#233;rica otrombosis venosa&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Serealiz&#243; un an&#225;lisis validez de pruebasdiagn&#243;sticas mediante la representaci&#243;n de curvasROC&#44; tomando como puntos de corte deciles de homociste&#237;naplasm&#225;tica&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> Durante el seguimiento se perdieron 7 casos&#40;4&#44;8&#37;&#41;&#46; La media de seguimiento fue de 382 d&#237;as &#40;DE&#58; 250d&#237;as&#41;&#44; con un total de 21 nuevos eventos &#40;14&#44;5&#37;&#41;&#44; de loscuales 12 fueron nuevos episodios de ictus &#40;8&#44;3&#37;&#41; y 4 episodios deenfermedad isqu&#233;mica del coraz&#243;n &#40;2&#44;8&#37;&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">La validez dela homociste&#237;na para predecir un evento cardiovascularvari&#243; al diferenciar tanto en funci&#243;n del tipo deevento como del momento en que se hace la determinaci&#243;n&#44; deforma que la sensibilidad como la especificidad de la prueba fueronmayores para la predicci&#243;n de enfermedad isqu&#233;micadel coraz&#243;n&#44; con una &#225;rea bajo la curva de 0&#44;78&#44;error estandar 0&#44;06&#44; que para predecir una recidiva de ictus&#40;&#225;rea bajo la curva ROC de 0&#44;51&#44; error estandar 0&#44;08&#41;&#46; Elpunto de corte &#243;ptimo fue de 9&#44;3 nmol&#47;ml&#46; La sensibilidad yespecificidad fueron mayores si la prueba se realiza en la fasesubaguda de la enfermedad que si se realiza en la fasecr&#243;nica&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> La medici&#243;n de los nivelesplasm&#225;ticos de homociste&#237;na en la fase subaguda delictus puede tener utilidad como marcador pron&#243;stico deriesgo de cardiopat&#237;a isqu&#233;mica en enfermoscerebrovasulares&#44; pero no para predecir el riesgo de recidivacerebrovascular&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">MAGNESIOEN EL AGUA DE BEBIDA Y MORTALIDAD POR ENFERMEDADES DEL APARATOCIRCULATORIO&#46; AN&#193;LISIS GEOGR&#193;FICO EN LA PROVINCIA DEVALENCIA</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">S&#46;P&#233;rez-Hoyos&#44; J&#46; Ferr&#225;ndiz&#44; M&#46; A&#46; Mart&#237;nez&#44; F&#46;Ballester&#44; J&#46; J&#46; Abell&#225;n&#44; A&#46; L&#243;pez&#44; H&#46; Vanaclocha&#44; J&#46;M&#46; Gil&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">EVES&#46;Universitat de Val&#232;ncia&#46; Dir&#46; Gral Salud Publica&#46;Generalitat Valenciana&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes y objetivo&#58;</span> En los &#250;ltimosa&#241;os el magnesio aparece como un factor protector de lasenfermedades isqu&#233;micas del coraz&#243;n&#46; El objetivo dela presente comunicaci&#243;n es examinar la existencia de larelaci&#243;n entre el magnesio en el agua de bebida y lamortalidad por enfermedades cerebrovasculares eisqu&#233;micas&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Se dispuso de la mortalidad porenfermedades cerebrovasculares e isqu&#233;micas ocurridas entre1990 y 1995 dividida en dos trienios &#40;1990-92 y 1993-95&#41; parahombres y mujeres de 35 a 65 a&#241;os en cada uno de losmunicipios de la provincia de Valencia&#44; a excepci&#243;n de sucapital&#46; Como variable de exposici&#243;n se consider&#243; elnivel de magnesio en el agua de bebida a partir del estudio de losabastecimientos p&#250;blicos del a&#241;o 1989&#46; Se utilizaronvariables de control socioecon&#243;micas provenientes de censosy anuarios&#46; El n&#250;mero de muertes en cada municipio semodel&#243; con una regresi&#243;n de Poisson para cada trienioy sexo&#46; A fin de controlar la sobredispersi&#243;n en un primermomento se utiliz&#243; un modelo binomial-negativo&#46; Finalmentecon las covariables identificadas se ajust&#243; un modelojer&#225;rquico espacial a fin de controlar la estructurageogr&#225;fica de la mortalidad&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> En el an&#225;lisis con regresi&#243;nde Poisson se observ&#243; una asociaci&#243;n negativa entrelos niveles de magnesio y la mortalidad cerebrovascular para losdos sexos en el trienio 1990-92&#46; Para el segundo trienio&#44; no seencuentra asociaci&#243;n significativa&#46; Tras ajustar el modelode regresi&#243;n de Poisson los efectos observados fueronpr&#225;cticamente los mismos&#46; Al ajustar el modelo binomialnegativo se infl&#243; la varianza desapareciendo lasignificaci&#243;n estad&#237;stica&#46; Finalmente&#44; con el ajustedel modelo geogr&#225;fico se obtuvieron coeficientes similares alos anteriores no incluyendo el 0 en el intervalo de credibilidaddel primer periodo&#46; En el caso de la mortalidad por enfermedadesisqu&#233;micas ninguno de los tres modelos mostr&#243; unaasociaci&#243;n entre el magnesio y la mortalidad&#46; Para lasmujeres el modelo binomial negativo indic&#243; la existencia desobredispersi&#243;n que fue controlada utilizando el modeloautoregresivo geogr&#225;fico&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> Se ha encontrado una asociaci&#243;nentre el magnesio en el agua de bebida medida en el a&#241;o 1989para el primer periodo analizado y la mortalidad cerebrovascular&#46;No se ha encontrado asociaci&#243;n para la mortalidadisqu&#233;mica&#46; El modelo autoregresivo espacial permitecontrolar la sobredispersion del modelo de Poisson&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">EL SISTEMADE VIGILANCIA EPIDEMIOL&#211;GICA DE LA DIABETES MELLITUS EN LACOMUNIDAD DE MADRID</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">B&#46;Zorrilla&#44; J&#46; L&#46; Cantero&#44; M&#46; Meseguer&#44; C&#46; Le&#243;n&#44; I&#46;Gal&#225;n&#44; A&#46; Gandarillas&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">Servicio deEpidemiologia&#46; Direcci&#243;n General de Salud P&#250;blica&#46;Consejer&#237;a de Sanidad&#46; Comunidad de Madrid&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes y objetivo&#58;</span> La diabetes mellitus &#40;DM&#41;constituye un verdadero problema de salud p&#250;blica tanto porsu alta prevalencia como por el largo curso de la enfermedad y lascomplicaciones asociadas&#46; En el a&#241;o 1996 se inici&#243; enla Comunidad de Madrid un Programa de VigilanciaEpidemiol&#243;gica&#44; uno de cuyos objetivos era establecer laincidencia&#44; prevalencia y tendencias de la DM y sus factores deriesgo en poblaci&#243;n general&#46; Se ha dise&#241;ado unsistema de vigilancia sencillo y de bajo coste que permiteactualizar la informaci&#243;n con regularidad&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Material ymetodos&#58;</span></p><p class="elsevierStylePara">1&#41; Lavigilancia de la incidencia de DM insulinodependiente se lleva acabo a trav&#233;s del registro de incidencia en menores de 15a&#241;os con 2 fuentes de informaci&#243;n&#58; un sistema denotificaci&#243;n de casos nuevos&#44; en el que participan lospediatras endocrinologos de todos los hospitales p&#250;blicos ytres privados en la CM y la informaci&#243;n proporcionada por laAsociaci&#243;n de Diab&#233;ticos Espa&#241;oles&#46; Laexhaustividad del registro es del 82&#37;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">2&#41; Lavigilancia de la prevalencia de diabetes mellitus se basa en elan&#225;lisis de las ventas de medicamentosantidiab&#233;ticos&#44; para el que es imprescindible conocer elperfil terap&#233;utico en personas con diabetes&#46; El perfilterap&#233;utico de la enfermedad se estima en base a estudiospuntuales a trav&#233;s de la red de m&#233;dicos centinelas dela CM&#46; Para monitorizar su evolucion los an&#225;lisis serepetir&#225;n cada 5 a&#241;os&#44; actualizando lainformaci&#243;n referente al perfil terap&#233;utico de laenfermedad en estudios puntuales de 6 meses de duraci&#243;n atrav&#233;s de la RMC&#46;</p><p class="elsevierStylePara">3&#41; Paraestablecer la prevalencia de los factores de riesgo para eldesarrollo de DM peri&#243;dicamente cada 2 a&#241;os seincluyen en el Sistema de Vigilancia de Factores de RiesgoAsociados a Enfermedades No Transmisibles &#40;SIVFRENT-A&#41;&#40;m&#233;todo de encuesta telef&#243;nica dirigida apoblaci&#243;n entre 18 y 64 a&#241;os&#41; preguntasespec&#237;ficas de antecedentes familiares de primer grado y dediabetes gestacional&#44; as&#237; como peso y talla&#46; Estos factoresdefinen el grupo de alto riego en el que los grupos de expertosrecomiendan cribados peri&#243;dicos para el diagnostico precozde la enfermedad&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> La incidencia de diabetes mellitusinsulinodependiente en menores de 15 a&#241;os de la CM es de15&#44;6&#47;100000&#46; La prevalencia de DM es del 3&#44;2&#37;&#44; lo que supone quehay 160&#46;000 personas diagnosticadas en nuestra Comunidad&#46; Laproporci&#243;n de personas con factores de riesgo para eldesarrollo de la enfermedad &#40;personas entre 40-65 a&#241;os conobesidad y&#47;o antecedentes familiares de primer grado y&#47;oantecedentes de diabetes gestacional&#41; es del 28&#44;5&#37;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> La utilizaci&#243;n de fuentes deinformacion rutinarias como las ventas de medicamentos&#44; junto consistemas de informaci&#243;n flexibles como son la Red deM&#233;dicos Centinelas y el SIVFRENT en la Comunidad de Madridpermiten establecer sistemas de vigilancia sencillos y de bajocosto con actualizaciones peri&#243;dicas de lainformaci&#243;n&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">SUPERVIVENCIA A CORTO Y LARGO PLAZO EN PACIENTES ANCIANOSCON INFARTO AGUDO DE MIOCARDIO ATENDIDOS DE FORMA CONSECUTIVA ENHOSPITALES DE UNA REGION SANITARIA &#40;ESTUDIO GESIR-5&#41;</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Z&#46; SainzBeltr&#225;n&#44; M&#46; Peraire&#44; C&#46; Pallar&#233;s&#44; M&#46; Mart&#237;nBaranera&#44; J&#46; Monteis&#44; C&#46; Gimeno y miembros del grupoGESIR-5&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">ConsorciSanitaria Creu Roja a Catalunya L&#39;Hospitalet de Llobregat&#46; CiudadSanitaria Universitaria de Bellvitge&#46; Hospital SantCamil&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes y objetivo&#58;</span> La poblaci&#243;n ancianarepresenta una proporci&#243;n cada vez mayor de los pacientescon infarto agudo de miocardio&#46; El objetivo de este estudio esestimar la supervivencia a corto y largo plazo de los pacientesmayores de 64 a&#241;os tras un infarto agudo de miocardio y losfactores que la determinan&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> El estudio GESIR-5 incluy&#243; untotal de 705 pacientes diagnosticados de infarto agudo de miocardioseguro&#44; atendidos de forma consecutiva entre mayo de 1992 y mayo de1993 en 10 hospitales de la regi&#243;n sanitaria Costa dePonent&#46; Se recogi&#243; informaci&#243;n sobre variables de lafase prehospitalaria&#44; de urgencias y de la estancia hospitalaria&#46;Los pacientes vivos al alta se siguieron a lo largo de cuatroa&#241;os&#46; Mediante el m&#233;todo de Kaplan-Meier seobtuvieron las correspondientes curvas de supervivencia&#46; Tras unan&#225;lisis bivariable&#44; mediante regresi&#243;nlog&#237;stica se identificaron los factores predictivos deletalidad a 28 d&#237;as y de mortalidad a 4a&#241;os&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> De los 705 pacientes incluidos en el estudioGESIR-5&#44; 366 &#40;52&#37;&#41; eran ancianos&#44; 218 fueron varones &#40;59&#44;6&#37;&#41; y 148mujeres &#40;40&#44;4&#37;&#41;&#46; La edad media fue de 75&#44;1&#177; 6&#44;8 a&#241;os&#46;El 67&#44;8&#37; de los pacientes ten&#237;an antecedente de anginaprevia y el 19&#44;7&#37; de infarto de miocardio previo&#46; El 15&#37; de lospacientes ancianos recibi&#243; tratamiento trombol&#237;tico&#46;En el 52&#37; de los pacientes sometidos a trombolisis se presentaroncomplicaciones pero s&#243;lo un paciente necesit&#243;transfusi&#243;n sangu&#237;nea&#46; A los 28 d&#237;as deseguimiento la probabilidad acumulada de supervivencia fue de 79&#44;5&#37;y a los 48 meses&#44; en los supervivientes a los 28 d&#237;as&#44; fuede 61&#44;6&#37;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Los factorespredictores independientes de letalidad a 28 d&#237;as fueron laedad &#40;OR &#61; 1&#44;08&#59; IC95&#37;&#58; 1&#44;02-1&#44;14&#59; p &#61; 0&#44;003&#41;&#44; lalocalizaci&#243;n anterior del IAM &#40;OR &#61; 4&#44;31&#59; IC95&#37;&#58; 1&#44;9-9&#44;8&#59; p&#60; 0&#44;001&#41; la clase Killip III-IV &#40;OR &#61; 7&#44;0&#59; IC95&#37;&#58; 3&#44;6-13&#44;4&#59; p&#60; 0&#44;001&#41;&#46; La edad y la localizaci&#243;n anterior del infartofueron tambi&#233;n los factores de mayor riesgo de mortalidad a4 a&#241;os&#46; El no utilizar tratamiento trombol&#237;ticomostr&#243; una tendencia a la significaci&#243;nestad&#237;stica como factor predictor de muerte &#40;OR &#61; 2&#44;27&#59;IC95&#37;&#58; 0&#44;8-5&#44;7&#59; p &#61; 0&#44;083&#41;&#44; no observ&#225;ndose diferenciassignificativas entre ambos sexos en la mortalidad a 48meses&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> 1&#41; En el anciano con infarto agudo demiocardio&#44; la edad y la localizaci&#243;n anterior del infartofueron factores predictores independientes de muerte tanto a cortocomo a largo plazo&#46; 2&#41; La proporci&#243;n de pacientes querecibieron tratamiento trombol&#237;tico fue baja en lapoblaci&#243;n anciana estudiada&#44; por lo que el impacto de dichaintervenci&#243;n sobre la supervivencia a largo plazorequerir&#237;a de un mayor tama&#241;o muestral&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">TASA DEINCIDENCIA Y LETALIDAD POBLACIONAL Y HOSPITALARIA DEL INFARTO AGUDODE MIOCARDIO EN LOS MAYORES DE 74 A&#209;OS ENGERONA</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">R&#46; Elosua&#44;J&#46; Marrugat&#44; J&#46; Sala&#44; R&#46; Masi&#225;&#44; I&#46; Rohlfz&#44; M&#46; Gil&#44; A&#46; Pena ylos investigadores del estudio REGICOR&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">Servei deCardiologia i Unitat Coron&#224;ria&#46; Hospital Dr&#46; Josep Trueta&#46;Girona&#46; L&#237;pidos y Epidemiolog&#237;a Cardiovascular&#46; IMIM&#46;Barcelona&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Lapoblaci&#243;n europea envejecer&#225; en los pr&#243;ximosa&#241;os aumentando la proporci&#243;n de habitantes dem&#225;s de 64 a&#241;os al doble del actual hacia el 2020&#46; Noexisten datos sobre incidencia&#44; letalidad del infarto agudo demiocardio &#40;IAM&#41; en este grupo de edad en el mundo&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Objetivo&#58;</span> Calcular las tasas de incidencia por 100&#46;000habitantes y la letalidad del IAM en 1996 y 1997 en la provincia deGirona&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> El estudio REGICOR &#40;RegistreGiron&#237; del COR&#41; es un registro poblacional de IAM en laprovincia de Gerona &#40;550&#46;000 habitantes&#41;&#46; Se determinaron lascaracter&#237;sticas demogr&#225;ficas&#44; cl&#237;nicas y deantecedentes patol&#243;gicos de todos los casos sospechosos deIAM en pacientes de m&#225;s de 25 a&#241;os residentes en lazona estudiada&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> En la tabla se presentan las tasas crudas deincidencia acumulada del IAM en diferentes grupos de edad y porg&#233;nero&#46; Tambi&#233;n se presenta la letalidad tantopoblacional como hospitalaria&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><table><tr><td colspan="7"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td rowspan="3"></td><td colspan="3"><span class="elsevierStyleItalic">Hombres</span></td><td colspan="3"><span class="elsevierStyleItalic">Mujeres</span></td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="6"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td><span class="elsevierStyleItalic">Incidencia &#40;100&#46;000&#41;</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Letalidadpoblacion</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Letalidadhospital</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Incidencia &#40;100&#46;000&#41;</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Letalidadpoblacion</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Letalidadhospital</span></td></tr><tr><td colspan="7"><hr></hr></td></tr><tr align="RIGHT"><td>35-64 a</td><td>192</td><td>35&#37;</td><td>10&#37;</td><td>33</td><td>42&#37;</td><td>20&#37;</td></tr><tr align="RIGHT"><td>65-74 a</td><td>728</td><td>53&#37;</td><td>22&#37;</td><td>226</td><td>58&#37;</td><td>21&#37;</td></tr><tr align="RIGHT"><td>75-84 a</td><td>1&#46;499</td><td>71&#37;</td><td>45&#37;</td><td>583</td><td>65&#37;</td><td>38&#37;</td></tr><tr align="RIGHT"><td>85-94 a</td><td>2&#46;024</td><td>82&#37;</td><td>50&#37;</td><td>1&#46;769</td><td>84&#37;</td><td>50&#37;</td></tr><tr align="RIGHT"><td>&#62;94&#37; a</td><td>1&#46;156</td><td>100&#37;</td><td>100&#37;</td><td>4&#46;323</td><td>100&#37;</td><td>100&#37;</td></tr><tr align="RIGHT"><td colspan="7"><hr></hr></td></tr></table><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> 1&#41; La incidencia del IAM va aumentando conla edad de forma exponencial&#44; sobre todo en mujeres&#46; 2&#41; Laletalidad poblacional aumenta con la edad&#44; siendo m&#225;s altaen mujeres hasta los 74 a&#241;os&#44; sin que se observendiferencias entre g&#233;neros a partir de esa edad&#46; 3&#41; Laletalidad hospitalaria del IAM es muy alta en los pacientes de 75 a94 a&#241;os &#40;40-50&#37;&#41;&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">VARIABILIDAD GEOGR&#193;FICA EN ESPA&#209;A DE LALETALIDAD POBLACIONAL A 28 D&#205;AS DEL INFARTO AGUDO DEMIOCARDIO&#46; ESTUDIO IB&#201;RICA</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">J&#46;Garc&#237;a&#44; R&#46; Elosua&#44; S&#46; Cerdeira&#44; S&#46; Carretero&#44; V&#46;Garc&#237;a&#44; M&#46; A&#46; Garc&#237;a&#44; E&#46; Bermejo por losinvestigadores del IB&#201;RICA&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">Servicio deEpidemiologia&#46; Conserjeria de Sanidad y Politica Social&#46;Murcia&#46;</p><p class="elsevierStylePara">La letalidadpoblacional del infarto agudo de miocardio en nuestro pa&#237;sno es bien conocida&#46; El estudio IB&#201;RICA&#40;Investigaci&#243;n&#44; B&#250;squeda Espec&#237;fica&#46;y Registrode Isquemia Coronaria Aguda&#41; es un registro poblacional de estapatolog&#237;a realizado en 8 comunidades aut&#243;nomas conuna base poblacional de unos 8 millones de habitantes&#46; Se recogenlas caracter&#237;sticas demogr&#225;ficas&#44; cl&#237;nicas yde antecedentes patol&#243;gicos de todos los casos sospechososde IAM de la &#225;reas participantes&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Objetivo&#58;</span> determinar la letalidad poblacional del IAM endiferentes zonas de Espa&#241;a&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> se registran y estudian todos los casossospechosos de IAM en las 8 &#225;reas de estudio detectados apartir del registro activo de los pacientes ingresados en lasunidades coronarias&#44; los listados de altas hospitalarias&#44; losboletines de defunci&#243;n y el transporte sanitariomedicalizado&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> En la tabla se presenta la letalidadpoblacional &#40;&#37;&#41; del IAM en diferentes zonasgeogr&#225;ficas&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><table><tr><td colspan="9"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Girona</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Murcia</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Navarra</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Toledo</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Pa&#237;s Vasco</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Coru&#241;a</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Mallorca</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">IBERICA</span></td></tr><tr><td colspan="9"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="9"><span class="elsevierStyleBold">Hombres</span></td></tr><tr align="CENTER"><td>25-74 </td><td>36&#44;1</td><td>35&#44;7</td><td>38&#44;3</td><td>36&#44;3</td><td>35&#44;7</td><td>40&#44;9</td><td>27&#44;1</td><td>35&#44;6</td></tr><tr align="CENTER"><td>35-64&#42; </td><td>32&#44;1 </td><td>31&#44;8</td><td>36&#44;5</td><td>29&#44;3</td><td>31&#44;7</td><td>36&#44;6</td><td>22&#44;4</td><td>31&#44;4 </td></tr><tr><td colspan="9"><span class="elsevierStyleBold">Mujeres</span></td></tr><tr><td>25-74 </td><td>45&#44;6</td><td>46&#44;1</td><td>43&#44;7</td><td>58&#44;4</td><td>39&#44;1</td><td>49&#44;2</td><td>38&#44;2</td><td>45&#44;6</td></tr><tr><td>35-64&#42; </td><td>41&#44;0 </td><td>5&#44;2</td><td>34&#44;8</td><td>48&#44;0</td><td>31&#44;5</td><td>33&#44;8</td><td>26&#44;5</td><td>32&#44;2</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="9"><hr></hr></td></tr></table><p class="elsevierStylePara">&#42;Estandarizada por la poblacion mundial</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> La letalidad estandarizada del infartoagudo de miocardio en la poblaci&#243;n de 35 a 64 a&#241;os esdel 31&#44;4&#37; en hombres y 32&#44;2&#37; en mujeres&#46; En Espa&#241;a existeuna variabilidad geogr&#225;fica de la letalidad del infartoagudo de miocardio</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">VARIABILIDAD GEOGR&#193;FICA EN ESPA&#209;A EN LAS TASASDE INCIDENCIA Y MORTALIDAD POBLACIONALES POR INFARTO AGUDO DEMIOCARDIO EN EL ESTUDIO IBERICA</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">J&#46;Marrugat&#44; M&#46; Fiol&#44; J&#46; Sala&#44; M&#46; J&#46; Tormo&#44; A&#46; Segura&#44; J&#46;Mu&#241;iz&#44; J&#46; M&#46; Arteagoita&#44; E&#46; Aldasoro&#44; C&#46; Moreno&#44; R&#46; Elosuapor los investigadores del IB&#201;RICA&#46; IMIM&#44;Barcelona&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">InstitutMunicipal d&#39;investigaci&#243; M&#232;dica &#40;IMIM&#41;&#46;Barcelona&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Aunque amenor escala&#44; la variabilidad que se observa en la mortalidad porinfarto agudo de miocardio &#40;IAM&#41; entre pa&#237;ses se reproduceen las comunidades aut&#243;nomas espa&#241;olas&#46; El estudioIB&#201;RICA es un registro poblacional de esta patolog&#237;arealizado en 8 comunidades aut&#243;nomas con una basepoblacional de unos 8 millones de habitantes&#46; Se determinan lascaracter&#237;sticas demogr&#225;ficas&#44; cl&#237;nicas y deantecedentes patol&#243;gicos de todos los casos sospechosos deIAM de las &#225;reas participantes donde se calcularon las tasasde incidencia y de mortalidad por 100&#46;000 habitantes&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Objetivo&#58;</span> Determinar las tasas de incidencia ymortalidad en las 8 comunidades aut&#243;nomas de Espa&#241;aparticipantes en el IB&#201;RICA</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Se registran y estudian todos los casossospechosos de IAM en la 8 &#225;reas de estudio detectados apartir del registro activo de los pacientes ingresados en lasunidades coronarias&#44; los listados de altas hospitalarias&#44; losboletines de defunci&#243;n y el transporte sanitariomedicalizado&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> Los datos correspondientes a la incidenciaacumulada &#40;tasa de ataque&#41; y la mortalidad en la poblaci&#243;nde hombres y mujeres de 25 a 74 a&#241;os estandarizados por lapoblaci&#243;n mundial se presentan en la tabla&#46;</p><p class="elsevierStylePara"></p><table><tr><td colspan="8"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Girona</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Murcia</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Navarra</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Toledo</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Pa&#237;sVasco</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Coru&#241;a</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Mallorca</span></td></tr><tr><td colspan="8"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="8"><span class="elsevierStyleBold">Ataque</span></td></tr><tr align="CENTER"><td>H 25-74 a </td><td>179&#44;3</td><td>244&#44;3</td><td>208&#44;8</td><td>183&#44;0 </td><td>196&#44;3 </td><td>119&#44;8 </td><td>231&#44;6</td></tr><tr align="CENTER"><td>M 25-74 a</td><td>39&#44;3</td><td>62&#44;5 </td><td>38&#44;7 </td><td>39&#44;0 </td><td>37&#44;3 </td><td>24&#44;9 </td><td>21&#44;6</td></tr><tr><td colspan="8"><span class="elsevierStyleBold">Mortalidad</span></td></tr><tr><td>H 25-74 a</td><td>61&#44;5 </td><td>84&#44;3 </td><td>78&#44;3 </td><td>63&#44;0 </td><td>67&#44;2 </td><td>47&#44;0 </td><td>60&#44;9</td></tr><tr><td>M 25-74 a</td><td>17&#44;5 </td><td>27&#44;8 </td><td>15&#44;8 </td><td>21&#44;9 </td><td>14&#44;0 </td><td>11&#44;5 </td><td>7&#44;9</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="8"><hr></hr></td></tr></table><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> 1&#41; Existe una importante variabilidadentre las diferentes zonas participantes tanto en la incidenciacomo en la mortalidad del infarto agudo de miocardio&#46; 2&#41; Laincidencia de infarto agudo de miocardio en las diferentes zonas deEspa&#241;a participantes es de las m&#225;s bajas delmundo&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">VARIABILIDAD EN LA PR&#193;CTICA DE CES&#193;REAS ENTREHOSPITALES P&#218;BLICOS DE LA COMUNIDADVALENCIANA</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">J&#46;Librero&#44; S&#46; Peir&#243;&#44; S&#46;M&#225;rquez-Calder&#243;n&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">EscuelaValenciana de Estudios para la Salud&#46; Instituto deInvestigaci&#243;n en Servicios de Salud&#46; Escuela Andaluza deSalud P&#250;blica&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes&#46;</span> El crecimiento en la tasa deces&#225;reas es un fen&#243;meno com&#250;n a lospa&#237;ses desarrollados&#44; y tanto esta tendencia como lavariabilidad en las tasas entre distintas &#225;reas no hanpodido explicarse por diferencias de riesgo obst&#233;trico&#46; EnEs-pa&#241;a&#44; los estudios realizados calculan tasas crudas y noaportan informaci&#243;n sobre los motivos de realizaci&#243;nde ces&#225;reas&#46; Los objetivos de este trabajo son&#58; 1&#41;determinar la asociaci&#243;n entre la decisi&#243;n derealizar ces&#225;rea y algunos factores cl&#237;nicos y nocl&#237;nicos&#44; y 2&#41; determinar si existe variabilidad entre loshospitales de la Comunidad Valenciana tras considerar lasdiferencias en los factores de riesgo obst&#233;trico&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> A partir del CMBD se seleccionaron todoslos partos ocurridos en 1994 y 1995 &#40;36&#46;819&#41; en 11 hospitalesp&#250;blicos de la Comunidad Valenciana&#46; Se usaron lassiguientes variables y definiciones&#58; 1&#41; Factores cl&#237;nicos nonecesariamente indicativos de ces&#225;rea&#58; edad&#44; peso al nacer&#44;comorbilidad de la madre&#44; ces&#225;rea previa&#44; embarazom&#250;ltiple&#46; 2&#41; Factores cl&#237;nicos que sugieren riesgomaterno-fetal&#58; la variable riesgo materno-fetal se construy&#243;a partir de la clasificaci&#243;n de Anderson y Lomas &#40;AndersonGM&#44; Lomas J&#46; N Engl J Med 1984&#59; 311&#58;887-892&#41;&#44; que incluye 5categor&#237;as jer&#225;rquicas&#58; presentaci&#243;n denalgas&#44; distocia&#44; sufrimiento fetal&#44; otros factores de riesgomaternos o fetales&#44; y otros partos no normales&#46; 3&#41; Factores consentido cl&#237;nico ambiguo&#58; estancia preparto&#44; ingreso urgenteo programado&#46; 4&#41; Factores no cl&#237;nicos&#58; d&#237;a delnacimiento y hospital&#46; Se realiz&#243; un an&#225;lisisbivariante&#44; y despu&#233;s se utiliz&#243; un modelomultivariante de regresi&#243;n log&#237;stica no condicionalpara aislar el efecto de las diversas variables sobre laces&#225;rea&#46; El rendimiento del modelo se evalu&#243;seg&#250;n la aproximaci&#243;n entre sus predicciones y losresultados observados&#44; midiendo la capacidad discriminativa ycalibraci&#243;n &#40;estad&#237;sticos C y Hosmer-Lemeshow&#41;&#46; Lasdiferencias en el comportamiento de los hospitales en lapr&#225;ctica de ces&#225;rea se evaluaron calculando la tasaesperada en cada uno de ellos &#40;seg&#250;n distribuci&#243;n encada hospital de los factores de riesgo conocidos&#41; ycompar&#225;ndola con la tasa observada&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> El porcentaje de ces&#225;reas fue del17&#44;6&#37; de los partos&#44; con un rango de 14&#44;7 a 25&#37; seg&#250;n elcentro&#46; La opci&#243;n quir&#250;rgica fue la m&#225;s usadaante determinados factores de riesgo o circunstancias&#58;anomal&#237;as del cuello uterino&#44; hemorragia anteparto&#44;presentaci&#243;n de nalgas&#44; distocia&#44; y ces&#225;rea previa&#46;Se identificaron amplias diferencias entre hospitales en eldiagn&#243;stico de factores de riesgo y en la indicaci&#243;nde ces&#225;rea en presencia de dichos factores&#46; En elan&#225;lisis multivariante&#44; los factores de riesgo maternos yfetales mostraban una fuerte asociaci&#243;n con larealizaci&#243;n de ces&#225;rea&#59; pero otros factores nocl&#237;nicos&#44; como el d&#237;a de la semana&#44; tambi&#233;n seasociaron a esta pr&#225;ctica&#46; Despu&#233;s de ajustar por losfactores de riesgo identificados en la regresi&#243;nlog&#237;stica&#44; persisti&#243; la variabilidad en las tasas deces&#225;reas entre hospitales&#44; variando la raz&#243;n deces&#225;reas observadas&#47;esperadas entre 0&#44;72 y 1&#44;56&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> Los resultados sugieren una altavariabilidad entre hospitales en la pr&#225;ctica deces&#225;rea&#44; que no se explica por las diferencias en riesgosobst&#233;tricos&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">HOSPITALIZACI&#211;N POR PROBLEMAS DE SALUD SENSIBLES ACUIDADOS AMBULATORIOS EN EL HOSPITAL VIRGEN DE LASNIEVES</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">S&#46;M&#225;rquez-Calder&#243;n&#44; M&#46; M&#46; Rodr&#237;guez&#44; J&#46; Ortiz&#44;E&#46; Perea-Milla&#44; F&#46; P&#233;rez&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">HospitalUniversitario Virgen de las Nieves&#46; Escuela Andaluza de SaludP&#250;blica&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes&#46;</span> El concepto de hospitalizaciones sensiblesa cuidados ambulatorios &#40;HSCA&#41; hace referencia a una serie deprocesos en que la atenci&#243;n ambulatoria efectiva y a tiempopuede ayudar a disminuir los riesgos de hospitalizaci&#243;n&#44; yasea previniendo el inicio de una enfermedad &#40;ej&#46;&#44; enfermedadesinmunizables&#41;&#44; tratando una enfermedad aguda &#40;ej&#46;&#44; neumon&#237;a&#41;o controlando una enfermedad cr&#243;nica &#40;ej&#46;&#44; diabetes&#41;&#46; Lamayor parte de las investigaciones sobre HSCA se han realizado enEstados Unidos&#44; si bien en Espa&#241;a se ha estudiado el tema enValencia y Catalu&#241;a&#44; encontr&#225;ndose una altavariabilidad entre ambas comunidades&#46; El objetivo del estudio esdeterminar la magnitud del problema en la zona de referencia de unhospital p&#250;blico que atiende a una poblaci&#243;n de304&#46;864 habitantes&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Estudio descriptivo&#46; Los sujetos deestudio fueron los ingresados en el Hospital Virgen de las Nievesde Granada durante 1997 y 1998 con un diagn&#243;stico principalpor cualquiera de las causas incluidas en las clasificacionesAmbulatory Care Sensitive Conditions &#40;Billings J&#46; Health Affairs1993&#59;12&#58;162-73&#41; y Avoidable Hospitalizations &#40;Weissman JS&#46; JAMA1992&#59; 268&#58; 2388-94&#41;&#44; y algunos otros diagn&#243;sticos &#40;ej&#46;&#44;gastroenteritis&#41;&#44; que se a&#241;adieron por suponer que erantambi&#233;n sensibles a la atenci&#243;n ambulatoria&#46; Losregistros de ingresos se seleccionaron a partir del CMBD delhospital&#46; Se calcul&#243; la proporci&#243;n de HSCA del totalde ingresos del hospital y cu&#225;les &#40;dentro de las HSCA&#41; eranlos diagn&#243;sticos m&#225;s frecuentes&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> El n&#250;mero de ingresos por HSCA fue de3&#46;826 en 1997 &#40;9&#44;1&#37; del total de ingresos&#41; y 4&#46;389 en 1998 &#40;10&#44;3&#37;&#41;&#46;Mientras que los ingresos totales en el hospital<br></br> aumentaron un 2 &#37; entre estos dos a&#241;os&#44; los ingresos porHSCA aumentaron un 15&#37;&#46; Los diagn&#243;sticos m&#225;sfrecuentes como causa de ingreso fueron la enfermedad pulmonarobstructiva cr&#243;nica y la neumon&#237;a &#40;cada una supuso un13&#37; de las HSCA&#41;&#44; seguidas de la insuficiencia card&#237;aca&#40;11&#37;&#41;&#44; angor &#40;10&#37;&#41;&#44; afecciones de garganta&#44; nariz y o&#237;dos&#40;8&#37;&#41;&#44; gastroenteritis &#40;7&#37;&#41;&#44; infecciones del tracto urinario &#40;6&#37;&#41;&#44;celulitis &#40;5&#37;&#41;&#44; &#250;lcera gastroduodenal &#40;5&#37;&#41; y asma &#40;4&#37;&#41;&#46;Estos 10 diagn&#243;sticos fueron los responsables del 82&#37; de losingresos por HSCA y del 8&#37; de total de los ingresos del hospital&#46;Tres de estos diagn&#243;sticos causan ingresos fundamentalmenteen el Servicio de Neumolog&#237;a y dos de ellos en el decardiolog&#237;a&#46; Los ingresos por los 3 diagn&#243;sticosm&#225;s frecuentes aumentaron de forma considerable entre 1997 y1998&#58; la enfermedad pulmonar obstructiva cr&#243;nicaaument&#243; un 38&#37;&#44; la neumon&#237;a un 12&#37;&#44; y lainsuficiencia card&#237;aca un 38&#37;&#46; Otros diagn&#243;sticossupuestamente menos sensibles a variaciones seg&#250;n lascaracter&#237;sticas de la epidemia de gripe tambi&#233;nsufrieron un incremento&#58; los ingresos por gastroenteritisaumentaron un 14&#37; y los causados por infecciones del tractourinario un 27&#37;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> 1&#41; Los ingresos por HSCA sonaproximadamente un 10&#37; de la hospitalizaci&#243;n&#46; 2&#41; Entre losdos a&#241;os estudiados se produjo un incremento de ingresos porHSCA superior al incremento total de los ingresos &#40;15&#37;<span class="elsevierStyleItalic">versus</span> 2&#37;&#41;&#59; si bien es necesario estudiar laevoluci&#243;n durante m&#225;s a&#241;os para establecer unatendencia&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">ALTAPRECOZ DESPU&#201;S DEL PARTO</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#46; M&#46;Garc&#237;a&#44; G&#46; Maroto&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">EscuelaAndaluza de Salud P&#250;blica&#46; Granada&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes y objetivo&#58;</span> Los cambios en laspr&#225;cticas de atenci&#243;n al proceso del nacimientoest&#225;n afectando a las pautas de alta hospitalaria de lamadre y el reci&#233;n nacido&#46; Durante los &#250;ltimosa&#241;os&#44; en diferentes pa&#237;ses&#44; as&#237; como en loshospitales p&#250;blicos andaluces&#44; las estancias de menos de 48horas&#44; en el caso de parto vaginal no complicado&#44; constituyen unapr&#225;ctica cada vez m&#225;s frecuente&#46; La literaturacient&#237;fica no aporta evidencias claras sobre la seguridadcl&#237;nica del alta temprana&#44; al igual que se encuentranresultados contradictorios referentes a los efectos de este tipo dealta sobre la lactancia materna&#44; la utilizaci&#243;n de serviciossanitarios postparto o el bienestar psicol&#243;gico de la madre&#46;El presente estudio&#44; pretende comparar las repercusionescl&#237;nicas y psicosociales de la pr&#225;ctica del altaprecoz &#40;APH&#58; antes de las 48 horas postparto&#41;&#44; y la pr&#225;cticaconvencional de alta &#40;ACH&#58; a las 48 horas o m&#225;s&#41; que sevienen realizando en dos hospitales de la red p&#250;blicaandaluza&#44; respectivamente&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Se realiza un estudiomultic&#233;ntrico prospectivo de tres a&#241;os deduraci&#243;n&#44; con seguimiento de dos cohortes de madres yreci&#233;n nacidos que en el momento del alta eran clasificadoscomo sanos&#46; Se entrevistan al alta y al mes postparto a 1209madres&#46; Se recoge informaci&#243;n sobre reingresos neonatales ymaternos y otras variables de morbilidad y utilizaci&#243;n deservicios&#44; sobre lactancia materna&#44; bienestar psicol&#243;gico ysatisfacci&#243;n con el tiempo de estancia&#46; Se eval&#250;a laexistencia de diferencias entre grupos utilizando el test Chicuadrado y el test de Fisher&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> No observamos diferencias significativas enel porcentaje de reingresos neonatales&#44; sin embargo&#44; es mayor elporcentaje de reingresos maternos en el grupo de ACH &#40;1&#44;4&#37; frenteal 0&#44;4&#37; del APH&#44; p &#61; 0&#44;041&#41;&#46; En el grupo de APH&#44; el 98&#37; realizanconsultas neonatales frente al 88&#37; de las madres con ACH &#40;p &#62;0&#44;0001&#41;&#44; y tambi&#233;n son m&#225;s las que realizan consultaspor un motivo de salud propio &#40;31&#37; del APH frente al 20&#37; del ACH&#44; p&#60; 0&#44;0001&#41;&#46; El 12&#37; de los neonatos en el grupo APH fuerondiagnosticados de ictericia en la primera consulta m&#233;dica&#44;frente al 3&#37; en el grupo ACH &#40;p &#60; 0&#44;0001&#41;&#46; Tambi&#233;n sedetectan algunos trastornos m&#225;s frecuentes en los nacidos enel grupo APH &#40;estre&#241;imiento&#44; intolerancia a la leche oreflujo gastroesof&#225;gico&#41;&#44; aunque no se observan diferenciasrelacionadas con otros problemas que&#44; seg&#250;n la literaturapudieran relacionarse con un alta temprana &#40;problemas decoraz&#243;n&#44; de ri&#241;&#243;n y traumatismos en el parto&#41;&#46;Aunque al alta son m&#225;s las madres del APH que lactans&#243;lo al pecho &#40;92&#37; frente al 82&#37; del ACH&#44; p &#60; 0&#44;0001&#41;&#44; almes no se observan diferencias en el porcentaje de madres quecontin&#250;an la lactancia&#46; Por otro lado&#44; tanto al alta como almes&#44; aunque las madres del APH se perciben con mayor vitalidad yenerg&#237;a que las del ACH&#44; son m&#225;s las quepodr&#237;an clasificarse como madres con un estado de&#225;nimo deprimido &#40;al mes&#44; 11&#37; del APH frente al 5&#37; del ACH&#44; p&#61; 0&#44;002&#41;&#46; Al mes&#44; las madres del grupo ACH se muestran m&#225;ssatisfechas con el tiempo de estancia hospitalaria posparto que lasdel APH&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> La seguridad cl&#237;nica de las madresy neonatos no se ha visto mermada por el alta precoz&#46; Se evidenciauna mayor incidencia de ictericia neonatal en el grupo de altaprecoz&#44; aunque esto no se ha traducido en un incremento delporcentaje de reingresos&#46; Por otro lado&#44; el alta precoz parecerepercutir una mayor utilizaci&#243;n de servicios y sobre elbienestar psicol&#243;gico y satisfacci&#243;n de las madrescon el tiempo de estancia hospitalaria postparto&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">ESTIMACI&#211;N DE LA INCIDENCIA Y PREVALENCIA DELPER&#205;ODO DE ENFERMEDAD TERMINAL EN PACIENTES CONC&#193;NCER RESIDENTES EN LA PROVINCIA DE GRANADA</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">C&#46;Mart&#237;nez&#44; M&#46; J&#46; S&#225;nchez&#44; F&#46; J&#46; Alaminos&#44; R&#46;G&#225;lvez&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">Registro deC&#225;ncer de Granada&#44; EASP&#46; H&#46; U&#46; Virgen de las Nieves&#46;Granada&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes y objetivo&#58;</span> El per&#237;odo de enfermedadterminal &#40;PET&#41; es el tiempo que transcurre entre el final deltratamiento con finalidad curativa y la muerte&#46; Aunque no existenya posibilidades de curaci&#243;n&#44; la demanda de atenci&#243;nsociosanitaria es importante&#44; y est&#225; orientada&#44;fundamentalmente&#44; a paliar los s&#237;ntomas&#46; Se plantea comoobjetivos&#58; 1&#41; conocer el porcentaje de fallecidos por c&#225;ncerque pasan por un PET&#59; 2&#41; analizar la duraci&#243;n del PET&#44; y 3&#41;estimar para el a&#241;o 1997 la incidencia y prevalencia del PETen los pacientes con c&#225;ncer residentes en la provincia deGranada&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Estudio transversal de base poblacionalcon seguimiento hist&#243;rico&#46; Se incluyeron como casos losfallecidos por c&#225;ncer entre junio-diciembre de 1995&#44;residentes en la zona norte de Granada ciudad y en 10 municipiospr&#243;ximos a la capital&#46; La poblaci&#243;n total del&#225;rea es de 216&#46;203 hab&#46; La identificaci&#243;n de loscasos se hizo a partir de los Certificados de Defunci&#243;n &#40;CD&#41;recogidos en los municipios&#46; La informaci&#243;n del CD secontrast&#243; con la existente en el Registro de C&#225;ncerde Granada y en los centros hospitalarios&#46; Los datossociodemogr&#225;ficos se obtuvieron del CD&#58; edad alfallecimiento&#44; sexo&#44; municipio de residencia&#44; y municipio y lugarde fallecimiento &#40;hospital o domicilio&#41;&#46; Los datos sobre laenfermedad se recogieron de la historia cl&#237;nicahospitalaria&#58; localizaci&#243;n del tumor&#44; fecha de inicio delPET&#44; actividad funcional al inicio del PET &#40;ECOG&#41; y atenci&#243;nhospitalaria durante el PET&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> Se identificaron 246 fallecidos porc&#225;ncer&#46; Se excluyeron 6 casos sin informaci&#243;ncl&#237;nica en los hospitales y 3 en los que&#44; aunqueexist&#237;a historia hospitalaria&#44; &#233;sta nopermit&#237;a conocer si hab&#237;an pasado por un PET&#46; De los237 sujetos incluidos&#44; el 89&#37; hab&#237;a pasado por PET&#46; La edadmedia en el momento de la muerte fue de 69 a&#241;os&#46; El 64 &#37;eran hombres&#46; Los c&#225;nceres m&#225;s frecuentes fueron losde pulm&#243;n en hombres y los de aparato digestivo en mujeres&#46;El 61&#37; falleci&#243; en el hospital&#46;</p><p class="elsevierStylePara">La mediana deduraci&#243;n del PET fue de 3&#44;2 meses &#40;0&#44;26 a&#241;os&#41;&#44;observ&#225;ndose diferencias estad&#237;sticamentesignificativas en relaci&#243;n a la localizaci&#243;n deltumor y al grado de actividad funcional&#46;</p><p class="elsevierStylePara">En ela&#241;o 1997&#44; la tasa de mortalidad por c&#225;ncer en laprovincia de Granada fue de 196 por 100&#46;000 hab&#46; Para lasestimaciones se ha considerando que&#44; en el &#225;rea estudiada&#44;las caracter&#237;sticas de la poblaci&#243;n son similares alas del total de la provincia &#40;812&#46;971 hab&#46;&#41;&#44; y dado que el 89&#37; delos fallecidos por c&#225;ncer pasaron por un PET&#44; la incidenciade enfermos que pasar&#237;an por un PET ser&#237;a de174 &#42; 100&#46;000 hab&#46; La tasa deprevalencia se estimar&#237;a en 45&#44;2 &#42; 100&#46;000 hab&#46; &#40;174 &#42;0&#44;26&#41; y eln&#250;mero de casos prevalentes en PET se estimar&#237;a en367&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> El conocimiento de la incidencia&#44;prevalencia y duraci&#243;n del PET en los enfermos conc&#225;ncer es importante para la planificaci&#243;nasistencial&#44; pudiendo contribuir a mejorar la organizaci&#243;nde los servicios y con ello la calidad de vida del enfermo yfamiliares en la &#250;ltima fase de la enfermedad&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">AN&#193;LISIS DE LA DEMANDA DE ATENCI&#211;N URGENTE ENBARCELONA</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#46; Gil&#44; A&#46;Guarga&#44; G&#46; Torras&#44; C&#46; Borrell&#44; M&#46; Pasar&#237;n&#44; A&#46;Plasencia&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">ConsorciSanitari de Barcelona&#46; Institut Municipal de la Salut&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes&#58;</span> La atenci&#243;n a las urgencias es unproceso que incluye tanto a niveles asistenciales cl&#225;sicos&#40;atenci&#243;n primaria u hospitalaria&#41;&#44; como a dispositivosespec&#237;ficos creados con este fin&#46; El conocimiento de lascaracter&#237;sticas de la demanda es necesario para una adecuadaplanificaci&#243;n de los recursos&#46; El objetivo del presenteestudio es conocer las caracter&#237;sticassociodemogr&#225;ficas y cl&#237;nicas de los pacientesatendidos de urgencia en los diferentes dispositivos de Barcelonaas&#237; como los flujos de pacientes entre recursos&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Durante 3 semanas se registraron yanalizaron todas las urgencias atendidas en los hospitalesp&#250;blicos de Barcelona&#44; los 13 centros de atenci&#243;ncontinuada &#40;CAC&#41; que dan atenci&#243;n fuera del horario normalde atenci&#243;n primaria y las atendidas por el serviciocoordinador de urgencias &#40;SCUB-061&#41;&#44; que es un servicioespec&#237;fico de atenci&#243;n a las urgencias o emergencias&#44;al cual se accede mediante llamada telef&#243;nica y concapacidad de movilizar recursos &#40;medico a domicilio o ambulanciasanitarizada&#41; seg&#250;n las caracter&#237;sticas de lademanda&#46; Se registraron las caracter&#237;sticassociodemogr&#225;ficas y cl&#237;nicas de las personasatendidas&#44; procedimientos empleados&#44; as&#237; como el origen y laresoluci&#243;n de la demanda&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> Durante las 3 semanas de estudio seregistraron 36&#46;318 llamadas al SCUB-061 &#40;1&#46;729 llamadas&#47;d&#237;a&#41;y se atendieron 56&#46;577 urgencias en los diferentes recursos &#40;2&#46;694urgencias&#47;d&#237;a&#41;&#46; El 64&#44;2&#37; fueron atendidas en los hospitalesde la XHUP&#44; el 16&#44;5&#37; en los CAC y el 19&#44;4&#37; fueron serviciosmovilizados por el SCUB-061&#46; El d&#237;a con mayor n&#250;merode urgencias fue el domingo&#44; disminuyendo progresivamente a lolargo de la semana&#46; Las franjas horarias con mayor actividad sonlas comprendidas entre las 10 y las 13 horas y entre las 16 y 19 h&#46;El 52&#44;5&#37; fueron mujeres&#44; siendo el grupo de edad mas frecuente elde 15-44 a&#241;os &#40;40&#37;&#41;&#46; Los motivos de consulta m&#225;sfrecuentes fueron las lesiones &#40;25&#37;&#41;&#44; s&#237;ntomas y signos maldefinidos &#40;13&#44;9&#37;&#41;&#44; enfermedades del aparato respiratorio &#40;11&#44;3&#37;&#41; yenfermedades del aparato locomotor &#40;9&#44;3&#37;&#41;&#44; existiendo variabilidadseg&#250;n el recurso analizado&#46; Un 84&#37; de los pacientes fueronal recurso por iniciativa propia y el resto derivados de otrosrecursos&#46; De las urgencias atendidas en los hospitales el 9&#44;7&#37; seingresaron y de las atendidas por el SCUB-061&#44; el 53&#44;3&#37; implicaronun traslado hospitalario del paciente&#46; Se produjeron 64<span class="elsevierStyleItalic">exitus</span> &#40;0&#44;3&#37;&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> El conocimiento de lascaracter&#237;sticas de la demanda de atenci&#243;n urgente esun elemento indispensable en la planificaci&#243;n sanitaria quepermite la adecuaci&#243;n de los recursos existentes&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">EXPECTATIVAS Y MOTIVACIONES DE LOS USUARIOS DE SERVICIOS DEURGENCIAS HOSPITALARIOS P&#218;BLICOS DE BARCELONA</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#46; I&#46;Pasar&#237;n&#44; C&#46; Borrell&#44; A&#46; Plasencia&#44; M&#46; Gil&#44; G&#46; Torras&#44; A&#46;Guarga&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">InstitutMunicipal de Salut P&#250;blica de Barcelona&#46; Consorci Sanitaride Barcelona&#46; Universitat Aut&#242;noma de Barcelona&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Objetivos&#58;</span> Conocer las expectativas y motivaciones delos usuarios de servicios de urgencias hospitalariosp&#250;blicos de la ciudad de Barcelona&#44; y los factoresasociados&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Estudio transversal en el que seencuest&#243; a una muestra representativa de los usuarios de losservicios de urgencias hospitalarios p&#250;blicos de Barcelona&#46;Se hizo un muestreo sistem&#225;tico de los usuarios de 3 semanas&#40;junio y octubre de 1999 y enero de 2000&#41;&#59; el tama&#241;o totalde muestra fue de 6&#46;662 personas&#46; Se estudi&#243; el grado deacuerdo&#47;desacuerdo&#44; mediante una escala Likert&#44; con cincosentencias&#58; 1&#41; &#171;la gravedad del problema de salud hace quesea mejor tratarlo en un servicio de urgencias hospitalario&#187;&#59;2&#41; &#171;en otros servicios de urgencia pod&#237;an resolvertambi&#233;n el problema&#187;&#59; 3&#41; &#171;en el hospital sesolucionar&#225; antes el problema&#187;&#59; 4&#41; &#171;en elhospital me tratar&#225;n mejor que en otros sitios&#187;&#44; y 5&#41;&#171;en el ambulatorio o en el 061 no hay pediatras deguardia&#187;&#46; Como variables independientes&#58; edad&#44; sexo&#44; clasesocial&#44; n&#250;mero de personas con las que convive&#44; d&#237;ade la semana&#44; hora del d&#237;a&#44; tipo de cobertura sanitaria&#44;presencia de trastornos cr&#243;nicos&#44; visita al centro deatenci&#243;n primaria &#40;CAP&#41; en los &#250;ltimos 3 meses&#44;visita urgente en el &#250;ltimo a&#241;o&#44; tipo de servicio alque se ha hecho la consulta urgente actual&#44; qui&#233;n toma ladecisi&#243;n de acudir a un servicio de urgencias hospitalario&#44;y a los residentes en Barcelona&#58; modelo de atenci&#243;n primaria&#40;APS&#41; seg&#250;n lugar de residencia &#40;reformado o tradicional&#41; ynivel socioecon&#243;mico del &#225;rea de residencia&#46; Serealiz&#243; un an&#225;lisis descriptivo de la muestra y unan&#225;lisis multivariado mediante modelos de regresi&#243;nlog&#237;stica para conocer los factores asociados a lasexpectativas&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> M&#225;s del 80&#37; estuvieron de acuerdo&#47;muyde acuerdo en que la gravedad del problema requer&#237;a unservicio de urgencias hospitalario y en que en el hospital sesolucionar&#237;a antes el problema&#46; M&#225;s del 70&#37; estabantambi&#233;n de acuerdo en que en el hospital ser&#237;an mejortratados que en otros sitios&#46; Cerca del 50&#37; mostraron desacuerdo enque en otros lugares como la APS y el 061 &#40;servicio de urgenciastelef&#243;nico&#41; se podr&#237;a resolver el problema de salud&#44;aunque este aspecto tuvo un 21&#37; de no respuesta&#46; Lavaloraci&#243;n de que en los servicios extrahospitalrios no haypediatras de guardia tuvo un 47&#37; de personas que estaban deacuerdo&#44; aunque un 30&#37; no respondi&#243;&#46; Ser de clase socialacomodada y vivir en zonas de nivel socioecon&#243;mico alto seasociaron a estar en desacuerdo con que la gravedad del problemarequer&#237;a su tratamiento hospitalario&#44; que en el hospitalser&#237;an mejor tratados que en otros sitios y que en elambulatorio o en el 061 no hay pediatras de guardia&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> Se pone en videncia la creencia de que enlos servicios de urgencia extrahospitalarios no hay capacidad deresolver la mayor&#237;a de las urgencias de los servicioshospitalarios&#44; adem&#225;s de que en &#233;stos el tratoser&#225; mejor y en mas r&#225;pido&#46; Factoressocioecon&#243;micos son los principalmente asociados a dichascreencias&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">ANALISISDE LOS CAMBIOS EN LA DEMANDA DE ATENCION URGENTE EN LOS HOSPITALESDE LA RED DE HOSPITALES DE USO PUBLICO DE LA CIUDAD DE BARCELONA ENEL PER&#205;ODO HIVERNAL</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#46; G&#46;Torras&#44; A&#46; Guarga&#44; M&#46; Gil&#44; A&#46; Plasencia&#44; C&#46; Borrell&#44; M&#46;Pasar&#237;n&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">ConsorcioSanitario de Barcelona&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecendentes&#58;</span> El conocimiento de lascaracter&#237;sticas de la demanda que tenga en cuenta aspectoscualitativos&#44; as&#237; como su evoluci&#243;n y cambiosestacionales es fundamental para una adecuada planificaci&#243;ny organizaci&#243;n de los recursos sanitariosofertados&#46;</p><p class="elsevierStylePara">El objetivodel estudio es el de conocer las caracter&#237;sticassociodemogr&#225;ficas y cl&#237;nicas de los pacientesatendidos en los servicios de urgencia de los hospitalesp&#250;blicos de la ciudad y de los cambios en el per&#237;odoinvernal&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> El estudio se basa en el registro detodas las urgencias atendidas en los hospitales p&#250;blicos deBarcelona durante 2 semanas pertenecientes a 2 per&#237;odosestacionales diferentes del a&#241;o &#40;1999-2000&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Se recogeinformaci&#243;n relativa a&#58; perfil demogr&#225;fico&#44;morbilidad&#44; procedencia territorial&#44; origen y resoluci&#243;n dela urgencia&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Se comparanresultados obtenidos entre semanas&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> No se registran cambios importantes en eln&#250;mero de urgencias atendidas&#44; perfil demogr&#225;fico&#44;proced&#232;ncia territorial y origen de la demanda en lapoblaci&#243;n atendida en los servicios de urgencias&#40;tabla&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">La patologiarespiratoria se incrementa en un 109&#44;5&#37; de junio aenero&#46;</p><p class="elsevierStylePara">El porcentagede ingresos se incrementa en un 34&#37;&#44; especialmente a expensas de lapatologia respiratoria que representa el 24&#44;1&#37; de los ingresosdurante la semana de enero&#46;</p><p class="elsevierStylePara">&#160;</p><table><tr><td colspan="3"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Junio&#40;1999&#41;</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Enero&#40;2000&#41;</span></td></tr><tr><td colspan="3"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td>N&#250;mero urgencias registradas </td><td>13&#46;055 </td><td><p class="elsevierStylePara">12&#46;463</p></td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="3">Perfildemogr&#225;fico&#58; </td></tr><tr align="CENTER"><td>-- 0-14 a&#241;os</td><td>14&#44;3&#37;</td><td>17&#44;2&#37;</td></tr><tr align="CENTER"><td>-- 15-64 a&#241;os</td><td>61&#44;6&#37;</td><td>55&#44;4&#37;</td></tr><tr align="CENTER"><td>-- &#62; 64 a&#241;os</td><td>24&#44;1&#37;</td><td>27&#44;5&#37;</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="3">Procedenciaterritorial </td></tr><tr align="CENTER"><td>-- Barcelona-ciudad </td><td>79&#44;2&#37;</td><td>79&#44;1&#37;</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="3">Origen de laurgencia</td></tr><tr align="CENTER"><td>-- Propia iniciativa </td><td>79&#44;7&#37;</td><td>83&#44;6&#37;</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="3">Resoluci&#243;n de laurgencia </td></tr><tr align="CENTER"><td>-- Domicilio </td><td>79&#44;8&#37;</td><td>77&#44;2&#37;</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="3"><hr></hr></td></tr></table><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> Durante el per&#237;odo de invierno&#44; lademanda de atenci&#243;n urgente en los hospitalesp&#250;blicos de Barcelona no aumentacuantitativamente&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Secaracteriza por tener un perfil demogr&#225;fico similar al restodel a&#241;o&#44; con un importante predominio de la la patologiarespiratoria y que requiere ser ingresada con mayor frecuencia&#46;Parece recomendable incrementar temporalmente la estructurahospitalaria&#44; durante el invierno&#44; reforzando la vinculaci&#243;nal area de urgencias&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara">SESIONCOMUNICACIONES CARTEL 4</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Estilos de vida</span></p><p class="elsevierStylePara">Moderadora&#58;<span class="elsevierStyleItalic"><br></br>M&#46;<span class="elsevierStyleSup">a</span> LuisaRegagliato</span></p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">EFECTIVIDAD SOBRE LA CALIDAD DE VIDA DEL TRATAMIENTO DE LADISFUNCI&#211;N ER&#201;CTIL CON SILDENAFILO</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">E&#46;Mart&#237;nez-S&#225;nchez&#44; I&#46; Oyag&#252;ez&#44; A&#46;Gil&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">Unidad deDocencia e Investigaci&#243;n en Medicina Preventiva y SaludP&#250;blica&#46; Universidad Rey Juan Carlos&#46; Madrid&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Objetivo&#58;</span> Evaluar la efectividad de sildenafilo encondiciones de uso habitual en pacientes con disfunci&#243;ner&#233;ctil &#40;DE&#41; de cualquier etiolog&#237;a tratados enAtenci&#243;n Primaria y determinar la satisfacci&#243;n deestos pacientes con diferentes aspectos de su vida&#44; antes ydespu&#233;s de haber sido tratados con sildenafilo&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Material ym&#233;todos&#58;</span> Estudio abierto&#44; no comparativo&#44;multic&#233;ntrico&#44; observacional&#44; prospectivo desatisfacci&#243;n con la vida&#46; Muestra&#58; un total de 2816pacientes&#44; de Atenci&#243;n Primaria&#44; con DE fueron tratados con50 mg &#40;con posibilidad de ajuste a 25&#47;100 mg seg&#250;nnecesidad&#41; de sildenafilo durante al menos 2 meses y medio&#46;Materiales&#58; Para evaluar la efectividad de sildenafilo sobre eltratamiento de la DE se uso el &#171;Indice Internacional deFunci&#243;n Er&#233;ctil&#187; &#40;IIEF&#41;&#46; La calidad de vida fuemedida a trav&#233;s del cuestionario &#171;Life-satisfactionCheck List&#187; &#40;LSCL&#41;&#46; Ambos cuestionarios fueron cumplimentadosantes de comenzar el tratamiento &#40;visita basal&#41; y despu&#233;s definalizar el mismo&#46; De forma opcional&#44; se ofrec&#237;a a lasparejas de los pacientes un tercer cuestionario&#44; &#171;Indice deSatisfacci&#243;n con el Tratamiento para la DE&#187; &#40;EDITS&#41;&#44;en su versi&#243;n para la pareja&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> De la muestra total&#44; el 39&#44;5&#37; eran enfermoscardiovasculares &#40;dislipemia&#44; HTA&#44; CI&#41;&#44; el 23&#44;4&#37; diab&#233;ticos&#44;el 21&#44;2&#37; con patolog&#237;a prost&#225;tica&#44; el 11&#44;8&#37;depresivos y s&#243;lo el 1&#37; presentaba alg&#250;n tipo delesi&#243;n medular&#46; A partir de las respuestas dadas al IIEF&#44; seformaron las siguientes dimensiones&#58; funci&#243;n er&#233;ctil&#44;funci&#243;n org&#225;smica&#44; deseo sexual&#44; satisfacci&#243;ncon el acto sexual y satisfacci&#243;n&#46; Tanto en la muestratotal&#44; como para cada uno de los grupos de patolog&#237;asestudiadas&#44; se encontraron diferencias estad&#237;sticamentesignificativas entre las puntuaciones pre y postratamiento&#44; entodas las dimensiones del IIEF &#40;p &#60; 0&#44;05&#41;&#46; De igual forma&#44; lasatisfacci&#243;n con los diferentes aspectos de la vidaanalizados &#40;sexual&#44; pareja&#44; familiar&#44; amigos&#44; ocio&#44;situaci&#243;n laboral y econ&#243;mica&#41; present&#243;incrementos estad&#237;sticamente significativos&#44; tras la toma desildenafilo&#44; en los diferentes grupos de pacientes considerados &#40;p&#60; 0&#44;05&#41;&#46; Por &#250;ltimo&#44; se observ&#243; que&#44; en general&#44;las parejas de los pacientes tratados con sildenafilo estabanbastante satisfechas respecto al tratamiento y la rapidez de suactuaci&#243;n&#46; Igualmente&#44; declararon que el tratamientohab&#237;a satisfecho sus expectativas y que hab&#237;aaumentado su sensaci&#243;n de ser sexualmente deseables&#46;Resultados similares se encontraron en los diferentes grupos deenfermedad estudiados&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> El tratamiento con sildenafiloresult&#243; ser efectivo para el tratamiento de la DE en losgrupos de pacientes estudiados&#46; De igual forma&#44; eindependientemente de la patolog&#237;a considerada&#44; seobservaron incrementos estad&#237;sticamente significativos en lasatisfacci&#243;n con todos los aspectos de la vida analizados&#44;tras el tratamiento con sildenafilo&#46; Por &#250;ltimo&#44; las parejasde los pacientes tratados con sildenafilo se mostraron muyfavorables a que sus parejas continuaran el tratamiento&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">PREVALENCIA&#44; CARACTER&#205;STICAS&#44; CONOCIMIENTOS YACTITUDES DEL CONSUMO DE TABACO EN LOS PROFESIONALES SANITARIOS DEATENCI&#211;N PRIMARIA DEL &#193;REA DE TALAVERA DE LAREINA</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">J&#46;Garc&#237;a Guerrero&#44; S&#46; S&#225;nchez Serrano&#44; V&#46; Ruiz Romero&#44;G&#46; S&#225;nchez S&#225;nchez&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">CentroRegional de Salud P&#250;blica&#46; Gerencia de Atenci&#243;nPrimaria&#46; Servicio de Prevenci&#243;n del Hospital NuestraSe&#241;ora del Prado de Talavera de la Reina&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes y objetivo&#58;</span> El tabaquismo es uno de losproblemas m&#225;s importantes al que nos enfrentamos hoy end&#237;a&#46; Seg&#250;n estimaciones de distintos autores esresponsable de m&#225;s de 48000 muertes al a&#241;o enEspa&#241;a &#40;12&#37; de las muertes&#41;&#46; El consumo de tabaco representala primera causa de morbimortalidad prevenible y evitable en lospa&#237;ses desarrollados&#46; Las personas fumadoras presentan unadisminuci&#243;n de la esperanza de vida de 10 a 20 a&#241;osrespecto a los no fumadores&#46; Los profesionales sanitariosconstituyen un colectivo muy importante en la prevenci&#243;n ycontrol del tabaquismo&#46; La prevalencia del tabaquismo entre elpersonal sanitario de nuestro pa&#237;s&#44; seg&#250;n los datosde un estudio realizado en 1998 por el Ministerio de Sanidad&#44; hadescendido 10 puntos en 11 a&#241;os&#46; A pesar de esto losprofesionales sanitarios fuman m&#225;s que la poblaci&#243;ngeneral&#44; cuyo porcentaje&#44; seg&#250;n la Encuesta Nacional deSalud &#40;ENS&#41; de 1997 es del 38&#44;9&#37; frente al 35&#44;7&#37; de lapoblaci&#243;n general&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Los objetivosde este estudio son conocer la prevalencia y lascaracter&#237;sticas del h&#225;bito tab&#225;quico en losprofesionales sanitarios de Atenci&#243;n Primaria &#40;AP&#41; del&#225;rea sanitaria de Talavera de la Reina &#40;ASTR&#41; y analizar susactitudes ante el tabaquismo&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Se realiz&#243; un estudio descriptivotransversal para conocer la prevalencia&#44; conocimientos y actitudesdel consumo de tabaco en todo el personal sanitario de AP del ASTR&#46;El m&#233;todo de recogida de datos fue un cuestionario con 39preguntas que permit&#237;a recabar informaci&#243;n sobre&#58;datos generales&#44; datos de prevalencia y caracter&#237;sticas delh&#225;bito tab&#225;quico&#44; y datos sobre conocimientos yactitudes sobre el tabaquismo&#46; Se envi&#243; el cuestionario atodo el personal sanitario de AP del ASTR&#44; siendo devueltoscumplimentados por el 78&#44;6&#37; de los mismos&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> El 39&#44;8&#37; de los sanitarios de AP del ASTRson fumadores &#40;35&#44;5&#37; de los m&#233;dicos y 45&#37; de enfermeros&#41;&#46; Elpersonal sanitario femenino fuma en un 39&#44;7&#37; frente al 38&#44;4&#37; delmasculino&#46; Entre los fumadores&#44; el 19&#44;1&#37; fuma m&#225;s que hacedos a&#241;os&#44; mientras que el 25&#37; fuma menos&#46; Un 40&#44;6&#37; de losfumadores piensa que dentro de dos a&#241;os no fumar&#225;&#46;S&#243;lo un 62&#44;5&#37; afirma la existencia de zonasse&#241;alizadas de no fumar en su centro sanitario&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> El personal sanitario&#44; a pesar de ladisminuci&#243;n de los &#250;ltimos a&#241;os&#44; continuafumando m&#225;s que la poblaci&#243;n general seg&#250;n laENS&#46; La prevalencia de fumadores en el &#225;rea es muy similar ala del Insalud&#44; siendo la prevalencia mayor entre el personal deenfermer&#237;a que en el m&#233;dico&#46; Las mujeres fumanm&#225;s que los hombres&#44; aunque las diferencias son menores delas esperadas seg&#250;n los datos de la ENS&#46; El principal motivopara dejar de fumar ser&#237;a proteger la salud y evitar laaparici&#243;n de enfermedades relacionadas con el tabaco&#46;Curiosamente los no fumadores son m&#225;s restrictivos que losexfumadores en cuanto a la permisividad hacia el tabaco&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">ACTITUDANTE EL TABAQUISMO&#58; PERFIL EPIDEMIOL&#211;GICO DE LAACTUACI&#211;N TERAP&#201;UTICA EN M&#201;DICOS DEATENCI&#211;N PRIMARIA EN LA COMUNIDAD VALENCIANA</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#46; T&#46;Miralles&#44; J&#46; Pe&#241;alver&#44; O&#46; Zurriaga</span></p><p class="elsevierStylePara">Direcci&#243;n General de Salud P&#250;blica&#46; Conselleriade Sanidad&#46; Comunidad Valenciana&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes y objetivo&#58;</span> Se han realizado pocos estudiosque se basen en la iniciativa del abandono del h&#225;bitotab&#225;quico y en el tipo de indicaci&#243;nterap&#233;utica por parte del m&#233;dico&#46; El objetivo esanalizar las actuaciones terap&#233;uticas para ladisminuci&#243;n o el abandono del h&#225;bito tab&#225;quicoen Atenci&#243;n Primaria &#40;AP&#41; y su asociaci&#243;n con lascaracter&#237;sticas de los m&#233;dicos que las indican y suspacientes&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Se ha estudiado las actuacionesdirigidas a disminuir el consumo de tabaco&#44; o a eliminar elh&#225;bito&#44; en pacientes atendidos por m&#233;dicosintegrantes de la Red Centinela en 1998&#44; que consultan porcualquier problema o patolog&#237;a&#46; Se han recogido lasvariables&#58; g&#233;nero y edad del paciente y del m&#233;dico&#44;tipo de poblaci&#243;n &#40;rural&#47;urbana&#41;&#44; iniciativa de la consulta&#44;tipo y cantidad de tabaco&#44; y presencia de patolog&#237;asasociadas&#46; Se han comparado las proporciones de lascategor&#237;as de la variables &#40;Chi cuadrado&#41; y analizadomediante regresi&#243;n logistica la variable respuesta&#58;atenci&#243;n terap&#233;utica m&#237;nima &#40;ATM&#41;&#44; obteniendola raz&#243;n de odds &#40;OR&#41; con int&#233;rvalos de confianza&#40;IC&#41; al 95&#37;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> Se analizaron 685 consultas realizadas por48 m&#233;dicos&#46; El 57&#44;9&#37; de pacientes eran mayores de 40a&#241;os y varones el 64&#44;8&#37;&#46; La iniciativa de abandono delh&#225;bito era del m&#233;dico en el 75&#37; de los casos&#44; de lospacientes en el 19&#44;7&#37; y de una tercera persona en el3&#44;4&#37;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">El tipo deactuaci&#243;n indicada en la mayor&#237;a de las consultas esla ATM&#44; que es pautada por m&#233;dicos en el 72&#44;6&#37; de lasconsultas frente al 86&#44;8&#37; de las m&#233;dicas&#46; En losm&#233;dicos j&#243;venes predomina la ATM &#40;84&#44;5&#37;&#41; frente a losmayores &#40;73&#44;4&#37;&#41;&#46; Existen diferencias significativas entrem&#233;dicos varones y mujeres&#44; &#233;stas usan menossustitutivos de la nicotina &#40;8&#44;4&#37; frente al 18&#37;&#41; y menos terapiasalternativas &#40;2&#44;9&#37; frente a 7&#44;4&#37;&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">La iniciativade la consulta por el paciente es mayor en mujeres mayores de 40a&#241;os &#40;29&#44;5&#37; frente a 19&#44;6&#37; en hombres&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">En el 48&#44;7&#37;de los casos se da una patolog&#237;a asociada como motivo parala actuaci&#243;n&#59; el deseo de encontrarse mejor est&#225;presente en el 28&#44;9&#37; y la presi&#243;n familiar en el12&#44;5&#37;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Se haobtenido una OR de 0&#44;0017 &#40;IC95&#37;&#58; 0&#44;000-0&#44;494&#41; para la variableiniciativa de la consulta por parte del m&#233;dico&#44; y una OR de0&#44;009 &#40;IC95&#37;&#58; 0&#44;000-0&#44;183&#41; para la variable iniciativa de unatercera persona&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> La inciativa de la consulta es el factorm&#225;s relacionado con la indicaci&#243;n de ATM&#46; El genero yedad del profesional son determinantes para que el fumador tome lainiciativa de la consulta y se da en mayor proporci&#243;n cuandoel m&#233;dico es var&#243;n y de m&#225;s edad&#46; Lainiciativa de una tercera persona se da m&#225;s anteprofesionales que son mujer y en casos que son hombres&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">PREVENCI&#211;N DEL TABAQUISMO EN LA ADOLESCENCIA&#58; ELPROYECTO &#171;EUROPEAN SMOKING PREVENTION FRAMEWORKAPPROACH&#187; &#40;ESFA&#41;</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">C&#46; Ariza&#44;M&#46; Nebot&#44; Z&#46; Tom&#225;s&#44; M&#46; Jan&#233;&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">InstitutoMunicipal de Salut P&#250;blica de Barcelona&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Objetivo&#58;</span> Describir las caracter&#237;sticas inicialesde los grupos de intervenci&#243;n y control de unaintervenci&#243;n de prevenci&#243;n del tabaquismo enescolares de 3 a&#241;os de duraci&#243;n realizada en el marcode un proyecto europeo &#40;European Smoking prevention FrameworkApproach&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> Entre octubre y diciembre de 1998&#44;previamente al inicio de la intervenci&#243;n&#44; seadministr&#243; en ambos grupos un cuestionario dise&#241;adoen la Universidad de Maastricht y del que se realiz&#243; unaprueba piloto previa en cada uno de los pa&#237;sesparticipantes&#46; El cuestionario comprende un bloque com&#250;n conpreguntas sociodemogr&#225;ficas y sobre los determinantescognitivos del h&#225;bito tab&#225;quico&#44; y un bloque definidoen cada pa&#237;s&#44; que en nuestro caso incluye preguntas sobreotros comportamientos relacionadas con la salud&#46; Se realiz&#243;una encuesta a 1&#46;952 alumnos de primero de Ense&#241;anzaObligatoria Secundaria &#40;ESO&#41; de 53 escuelas de la ciudad deBarcelona &#40;37 en el grupo control y 16 en el grupointervenci&#243;n&#41;&#46; Para comparar el grupo intervenci&#243;n yel grupo control se realiz&#243; un an&#225;lisis bivariadopara todas las variables sociodemogr&#225;ficas y decomportamiento&#44; mediante la prueba c2 para comparaci&#243;n deproporciones&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> La muestra est&#225; compuesta por 987&#40;50&#44;9&#37;&#41; chicos y 951 &#40;49&#44;1&#37;&#41; chicas&#44; de los que la mayor&#237;a&#40;87&#44;6&#37;&#41; hab&#237;a cumplido 13 a&#241;os en el momento de laencuesta&#46; Un 59&#44;9&#37; de los alumnos declaraban recibir m&#225;s de300 pesetas por semana para gastos personales&#46; Ladistribuci&#243;n por estas variables no presentaba diferenciassignificativas entre los grupos control e intervenci&#243;n&#46; Enrelaci&#243;n al consumo de tabaco&#44; el 63&#44;0&#37; de los estudiantesdeclaraban no haberlo probado nunca&#44; mientras que el 3&#44;7&#37; eran yafumadores diarios o semanales&#44; proporci&#243;n superior en elgrupo de intervenci&#243;n &#40;4&#44;7&#37;&#41; que en de control &#40;2&#44;6&#37;&#41;&#44;siendo la diferencia estad&#237;sticamente significativas&#46; Cercadel 93&#37; de los escolares declara no haber bebido nunca m&#225;sde medio vaso de cualquier bebida alcoh&#243;lica&#44; pero un 5&#44;2&#37;consumen alcohol al menos una vez por semana&#46; El 45&#44;5&#37; hace deportedos veces o menos por semana&#46; Unicamente el 1&#37; afirman haberconsumido alguna vez cannabis o marihuana y el 2&#37; ha tomado algunavez pastillas para dormir o tranquilizantes&#46; Las diferencias entrecontrol e intervenci&#243;n en cuanto al consumo de alcohol&#44; decannabis y tranquilizantes&#44; ni en la realizaci&#243;n deejercicio f&#237;sico durante los d&#237;as de clase no fueronestad&#237;sticamente significativas&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> La proporci&#243;n de fumadoresregulares es baja en este grupo de edad&#44; lo que se corresponde conel per&#237;odo &#243;ptimo para realizar unaintervenci&#243;n preventiva&#46; Las diferencias entre los grupos deintervenci&#243;n y control son escasas&#44; aunque la mayorprevalencia de fumadores en el grupo de intervenci&#243;n puededificultar la identificaci&#243;n del efecto de laintervenci&#243;n&#46;</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">FACTORESASOCIADOS CON LA INTENCI&#211;N DE FUMAR EN EL FUTURO EN LOSESCOLARES&#46; RESULTADOS DEL PROGRAMA ESFA &#40;EUROPEAN SMOKINGPREVENTION FRAMEWORK APPROACH&#41; EN BARCELONA</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">C&#46; Ariza&#44;M&#46; Nebot&#44; M&#46; Jan&#233; M&#44; Z&#46; Tom&#225;s&#44; M&#46;Ballest&#237;n&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">InstitutoMunicipal de Salud P&#250;blica de Barcelona&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Antecedentes y objetivo&#58;</span> Para evaluar los resultados deun programa europeo de prevenci&#243;n de tabaquismo enadolescentes &#40;European Smoking prevention Framework Approach&#41; serealiz&#243; una encuesta previa a una muestra representativa deescolares de 1&#46;&#176; curso de Educaci&#243;n SecundariaObligatoria de Barcelona&#46; El objetivo de este estudio es estudiarlos factores asociados con la intenci&#243;n de fumarseg&#250;n el g&#233;nero&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">M&#233;todos&#58;</span> El cuestionario basal fue administrado a1041 escolares de 1&#46;&#176; de ESO de 37 escuelas de ense&#241;anzasecundaria&#46; Se trata de un cuestionario autoadministradodise&#241;ado en la Universidad de Maastricht&#44; despu&#233;s derealizar una prueba piloto de una versi&#243;n previa en cada unode los pa&#237;ses participantes&#46; Incluye variablessociodemogr&#225;ficas&#44; determinantes cognitivos delh&#225;bito tab&#225;quico&#44; y preguntas sobre otroscomportamientos relacionadas con la salud&#46; Entre los determinantescognitivos&#44; se han estudiado la presi&#243;n social percibida&#44; elh&#225;bito tab&#225;quico de las personas pr&#243;ximas&#40;padres y hermanos&#44; profesores y amigos&#41;&#44; autoeficacia percibidapara resistir las presiones sociales al consumo&#44; y actitudes &#40;prosy contras de fumar&#41;&#46; Se presentan los resultados delan&#225;lisis de regresi&#243;n log&#237;stica multivariada&#40;odds ratio e intervalo de confianza del 95&#37;&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados&#58;</span> Un 29&#44;2&#37; &#40;n &#61; 302&#41; de los escolaresexpres&#243; la intenci&#243;n de fumar en el futuro&#44;proporci&#243;n que fue significativamente superior entre laschicas &#40;34&#37;&#41; que entre los chicos &#40;24&#44;8&#37;&#41;&#46; Los factores asociadoscon la intenci&#243;n de fumar en los chicos resultaron ser lapresi&#243;n ejercida por los amigos &#40;OR &#61; 2&#44;2&#59; IC&#58; 1&#44;3-3&#44;6&#41;&#44; lanorma social percibida en los amigos &#40;OR &#61; 2&#44;4&#59; IC&#58; 1&#44;4-4&#44;1&#41;&#44; teneruna puntuaci&#243;n baja en la escala de actitudes contrarias altabaquismo &#40;OR &#61; 1&#44;7&#59; IC&#58; 1&#44;0-2&#44;7&#41;&#44; la actitud a favor de fumar &#40;OR&#61; 1&#44;8&#59; IC&#58; 1&#44;1-2&#44;9&#41; y salir con los amigos en el tiempo libre &#40;OR &#61;2&#44;0&#59; IC&#58; 1&#44;0-4&#44;0&#41;&#46; Entre las chicas&#44; los factores asociados son lapresi&#243;n percibida de los amigos &#40;OR &#61; 2&#44;4&#59; IC&#58; 1&#44;4-4&#44;0&#41;&#44; lanorma social percibida de los amigos &#40;OR &#61; 2&#44;1&#59; IC&#58; 1&#44;2-3&#44;9&#41;&#44; laautoeficacia percibida &#40;OR &#61; 0&#44;6&#59; IC&#58; 0&#44;3-0&#44;9&#41;&#44; el h&#225;bitotab&#225;quico de los amigos &#40;OR &#61; 2&#44;9&#59; IC&#58; 1&#44;8-4&#44;7&#41;&#44; el de losamigos &#40;OR &#61; 2&#44;8&#59; IC&#58; 1&#44;8-4&#44;7&#41; y el de los hermanos &#40;OR &#61; 2&#44;8&#59; IC&#58;1&#44;5-5&#44;0&#41;&#44; las actitudes contrarias al tabaquismo &#40;OR &#61; 3&#44;8&#59; IC&#58;2&#44;4-6&#44;1&#41; y salir con los amigos en el tiempo libre &#40;OR &#61; 2&#44;2&#59; IC&#58;1&#44;2-4&#44;3&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones&#58;</span> Tanto para los chicos como para laschicas&#44; la intenci&#243;n de fumar se a</p>"
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