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Estudios realizados en la península Ibérica, utilizando modelos regionales como el PROMES, muestran que para el último tercio de siglo la temperatura aumentará entre 5 y 7 °C en verano respecto a los valores actuales, incremento más acusado en la costa que en el interior<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0015"><span class="elsevierStyleSup">2</span></a>; además, hay una mayor amplitud y frecuencia de días con temperaturas extremas en la Península Ibérica en verano. Por otro lado, este aumento en la frecuencia e intensidad de los eventos térmicos extremos se producirá, especialmente, en los primeros meses de verano<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0020"><span class="elsevierStyleSup">3</span></a>, cuando el efecto del calor sobre la mortalidad es más acusado<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0025"><span class="elsevierStyleSup">4</span></a>. Parece claro, por lo anteriormente citado, la necesidad de la articulación y adopción de planes de prevención que mitiguen en lo posible los efectos de las temperaturas extremadamente elevadas sobre la mortalidad. Estos planes de prevención han de basarse en trabajos que permitan identificar y cuantificar el impacto del calor sobre la mortalidad<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0030"><span class="elsevierStyleSup">5</span></a>.</p><p id="p0015" class="elsevierStylePara elsevierViewall">En esta línea, numerosos trabajos han analizado la influencia de las temperaturas extremadamente cálidas sobre la mortalidad tanto en población general<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bb0035"><span class="elsevierStyleSup">6,7</span></a> como para el grupo de mayores de 65 años<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bb0045"><span class="elsevierStyleSup">8,9</span></a>. Si bien es cierto que la mayor mortalidad por calor se produce en el grupo de personas mayores de 65 años, por los mecanismos biológicos que subyacen<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0055"><span class="elsevierStyleSup">10</span></a>, también se ha detectado un aumento de mortalidad en días extremadamente cálidos en otros grupos de edad<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0060"><span class="elsevierStyleSup">11</span></a>, pero no se ha realizado un estudio en el que se comparen los resultados obtenidos para todos los grupos de edad. En este trabajo, por tanto, se trata de establecer si la temperatura máxima diaria a partir de la cual aumenta la mortalidad varía según los diferentes grupos de edad, así como de cuantificar el aumento de esta mortalidad según los diferentes grupos de edad.</p></span><span id="s0015" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="st0015">Material y métodos</span><p id="p0020" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Se ha trabajado con los datos de mortalidad diaria por todas las causas, menos accidentes (CIE 9 1-799) ocurridos en Madrid, durante el período 1986-1997, suministrados por la Consejería de Economía y Hacienda de la Comunidad de Madrid. Los grupos de edad analizados han sido: 0-10, 18-44, 45-64, 65-74 y > 75 años.</p><p id="p0025" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Los datos meteorológicos corresponden a los valores de temperaturas máximas diarias del observatorio de Madrid-Retiro. La utilización de la temperatura máxima diaria, en vez de la mínima o la media, se basa en que en otros estudios se ha establecido que esta temperatura es la que guarda una mayor relación con la mortalidad<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0065"><span class="elsevierStyleSup">12</span></a>. Otra variable meteorológica utilizada ha sido la humedad relativa a las 7.00, medida en este mismo observatorio.</p><p id="p0030" class="elsevierStylePara elsevierViewall">También se han utilizado como variables de control las concentraciones medias diarias de los contaminantes atmosféricos químicos medidos en las 24 estaciones que constituyen la Red de Control de Contaminación Atmosférica del Ayuntamiento de Madrid. Los considerados en el estudio han sido: óxido de nitrógeno (NOx), dióxido de nitrógeno (NO<span class="elsevierStyleInf">2</span>), dióxido de azufre (SO<span class="elsevierStyleInf">2</span>), partículas totales en suspensión (PST) y ozono troposférico (O<span class="elsevierStyleInf">3</span>).</p><p id="p0035" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Las relaciones estadísticas significativas entre la variable dependiente (mortalidad diaria) y las independientes (temperatura, humedad relativa y contaminantes) se han efectuado por medio de las funciones de correlación cruzada (FCC), previo preblanqueo de las series, según la metodología de Box-Jenkins<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0070"><span class="elsevierStyleSup">13</span></a>.</p><p id="p0040" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El período considerado como «verano» corresponde a los meses de mayo a septiembre, ambos incluidos.</p><p id="p0045" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La metodología de análisis utilizada ha sido la de modelos ARIMA para los grupos de mayores de 65 años y modelos de regresión Poisson para el resto, debido al menor número de fallecimientos.</p><p id="p0050" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El número de retardos de las variables incluidas en los modelos ha sido el utilizado en este tipo de modelos en trabajos previos<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bb0045"><span class="elsevierStyleSup">8,9</span></a>.</p><p id="p0055" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Se han incluido las variables en los modelos según su nivel de significación estadística y de acuerdo a la minimización del criterio de información de Akaike<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0075"><span class="elsevierStyleSup">14</span></a>. De todos los modelos, se han seleccionado los que presentaban un mejor ajuste. Se han utilizado los valores de los residuos de Pearson para establecer la existencia de sobredispersión y correlaciones de los residuos por medio de las funciones de autocorrelación simple (ACF) y autocorrelación parcial (PACF)<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0080"><span class="elsevierStyleSup">15</span></a>.</p><p id="p0060" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Los resultados obtenidos por ambas metodologías (ARIMA y regresión de Poisson) son totalmente comparables<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0085"><span class="elsevierStyleSup">16</span></a>. Los paquetes estadísticos utilizados han sido SPSS y S-PLUS.</p><p id="p0065" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El análisis realizado para el grupo de mayores de 65 años en Madrid<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0045"><span class="elsevierStyleSup">8</span></a> y en Sevilla<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0050"><span class="elsevierStyleSup">9</span></a> puso de manifiesto que se producía un fuerte incremento de la mortalidad cuando la temperatura superaba un determinado umbral. Esta temperatura de disparo coincidía con el percentil 95 de la serie de temperaturas máximas diarias de los meses de verano, que es de 36,5 °C para el caso de Madrid y de 41 °C para el de Sevilla. Este hecho ocurría también cuando se analizaba la mortalidad en población general en otras ciudades, como Lisboa<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0040"><span class="elsevierStyleSup">7</span></a> o Barcelona<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0090"><span class="elsevierStyleSup">17</span></a>. Otros trabajos, en vías de publicación, confirman este hecho para la inmensa mayoría de las capitales de provincia españolas.</p><p id="p0070" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Queda por establecer si esta temperatura umbral es la misma para los diferentes grupos de edad analizados.</p></span><span id="s0020" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="st0020">Resultados</span><p id="p0075" class="elsevierStylePara elsevierViewall">En la <a class="elsevierStyleCrossRef" href="#t0010">tabla 1</a> se muestran los estadísticos descriptivos correspondientes a las variables utilizadas en el estudio.</p><elsevierMultimedia ident="t0010"></elsevierMultimedia><p id="p0080" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Los resultados obtenidos muestran que el grupo de menores de 10 años, para el caso de la ciudad de Madrid, no muestra ninguna temperatura de disparo de la mortalidad por calor<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0065"><span class="elsevierStyleSup">12</span></a>. Pero para los grupos de 18-44 y 45-64 años<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0060"><span class="elsevierStyleSup">11</span></a>, la temperatura de disparo de la mortalidad por calor es la misma que para el de mayores de 65 años, es decir, 36,5 °C. En la <a class="elsevierStyleCrossRef" href="#f0010">figura 1</a>, a modo de ejemplo, se muestra el diagrama de dispersión correspondiente al grupo de 18-44 años.</p><elsevierMultimedia ident="f0010"></elsevierMultimedia><p id="p0085" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Una vez corroborado ese aspecto, queda por establecer si el comportamiento de la mortalidad desde un punto de vista cualitativo es similar en los grupos de edad en los que se establece dicha asociación. En los grupos de edad de mayores de 65 años esta relación se establecía a través de las FCC a corto plazo, es decir, en los retrasos 1 y 2, lo que indica que 1-2 días después de superarse el umbral de definición de temperatura extrema se produce un «pico» de mortalidad. Similares resultados se encuentran en los grupos de edad de 18-44 y 45-64 años.</p><p id="p0090" class="elsevierStylePara elsevierViewall">En la <a class="elsevierStyleCrossRef" href="#f0015">figura 2</a> se muestra la FCC para el grupo de 45-64 años, y se observa el efecto a corto plazo del calor, al igual que ocurría en el de mayores de 65-74 años y mayores de 75 años.</p><elsevierMultimedia ident="f0015"></elsevierMultimedia><p id="p0095" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Una vez establecida la homogeneidad en cuanto a la temperatura de disparo y a los retrasos en los que se establece la asociación entre la temperatura y la mortalidad para los diferentes grupos de edad, queda por cuantificar la magnitud del impacto.</p><p id="p0100" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Como ya se indicó en el apartado de metodología, para el caso de los grupos de 65-74 años y mayores de 75 años, la metodología utilizada fue la modelización ARIMA, mientras que para los restantes grupos se realizaron modelos de regresión de Poisson, por ser ésta la distribución de mejor ajuste. Para el caso del grupo de 65-74 años, el porcentaje de incremento de la mortalidad por cada grado en el que la temperatura supera los 36,5 °C es de un 18,3%, mientras que para el caso de los mayores de 75 años este porcentaje, para la modelización por ambos sexos, es de un 20,1%.</p><p id="p0105" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La modelización de Poisson aplicada a los grupos de edad de 45-64 años indica la existencia de un riesgo atribuible del 11,5% por cada grado en que la temperatura máxima diaria supera los 36,5 °C, mientras que para el caso del grupo de 18-44 años este riesgo atribuible es del 13,1%. En la <a class="elsevierStyleCrossRef" href="#t0015">tabla 2</a> se muestra el incremento de la mortalidad, en porcentaje, por cada grado en que la temperatura máxima diaria supera los 36,5 °C.</p><elsevierMultimedia ident="t0015"></elsevierMultimedia><p id="p0110" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Independientemente del efecto de la temperatura, cabe destacar el efecto que ejerce el ozono troposférico en los grupos de menores de 65 años, con riesgos atribuibles del 6,4% para el caso del grupo de 45-64 años y del 14,8% en el de 18-44 años. Por el contrario, para el caso de los grupos de mayores de 65 años, el efecto de los contaminantes atmosféricos sobre la mortalidad está motivado fundamentalmente por los de tipo primario, como PST y SO<span class="elsevierStyleInf">2</span>.</p></span><span id="s0025" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="st0025">Discusión</span><p id="p0115" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Los resultados obtenidos en este trabajo ponen de manifiesto la existencia de una temperatura de disparo de la mortalidad atribuible al calor, que coincide con el percentil 95 de las series de temperatura máxima diaria de los meses de verano. Esta temperatura varía de un lugar a otro, e indica que cada persona está acostumbrada a vivir en un rango de temperaturas máximas diarias que está por debajo de este percentil 95 para el caso del calor. Este hecho se ha comprobado en la práctica totalidad de las capitales de provincia de España y ratifica la importancia de la aclimatación de los individuos a las condiciones locales en las que vive<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bb0095"><span class="elsevierStyleSup">18,19</span></a>. Por tanto, el establecimiento de umbrales de alerta de prevención ante temperaturas extremas u olas de calor debe establecerse en función de su efecto sobre la mortalidad, que es lo que se quiere evitar fundamentalmente. La utilización de la temperatura mínima como indicador para marcar el umbral de alerta de disparo de la mortalidad por temperaturas elevadas, desde nuestro punto de vista, no está justificado, ya que una temperatura mínima elevada puede producir malestar, pero no es capaz de desencadenar los mecanismos biológicos implicados en la mortalidad por temperaturas elevadas<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0055"><span class="elsevierStyleSup">10</span></a>. Otro hecho destacable es que no hay asociación entre mortalidad por calor en el grupo de menores de 10 años. Fundamentalmente, la mortalidad por calor está relacionada con un mal funcionamiento en la circulación periférica, provocada en gran parte por unas arterias esclerosadas y por falta de sudoración<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0105"><span class="elsevierStyleSup">20</span></a>; estas circunstancias no se dan en los niños y, por tanto, su adaptación al calor es mejor que el de las personas mayores.</p><p id="p0120" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Los tiempos de retraso entre los picos de calor y los incrementos de mortalidad también son consistentes con el proceso biológico de estrés homeostático que conduce a la mortalidad asociada a las altas temperaturas. Fundamentalmente, las causas circulatorias son las que presentan un mayor incremento con la mortalidad por calor frente a las respiratorias<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0110"><span class="elsevierStyleSup">21</span></a>, y los tiempos de respuesta para la mortalidad en relación con la temperatura son los aquí encontrados para estas afecciones, y ese comportamiento no cambia según los diferentes grupos de edad. La mortalidad por causas circulatorias es a corto plazo, mientras que la mortalidad por causas respiratorias se encuentra retrasada 7 días respecto a ésta<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0115"><span class="elsevierStyleSup">22</span></a>.</p><p id="p0125" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Otro hecho destacable es la asociación con la mortalidad por calor en grupos en los que tradicionalmente no se consideran población diana, es decir, los menores de 65 años. Hay otras afecciones relacionadas con la mortalidad por calor y otros grupos de riesgo que también son susceptibles a las altas temperaturas. Así, por ejemplo, el denominado «golpe de calor» suele afectar a personas que están realizando un importante esfuerzo físico a temperaturas elevadas, y esto suele ocurrir en grupos de menores de 65 años. También las personas que ya presentan enfermedades circulatorias previas, alcohólicas, obesas, o las que están en tratamiento psiquiátrico, se pueden ver afectadas por las temperaturas extremadamente cálidas, afecciones que no son exclusivas de los ancianos.</p><p id="p0130" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Es indudable que el factor edad influye en la relación mortalidad-temperatura, lo que queda confirmado en los modelos realizados. El impacto es mucho mayor (prácticamente el doble) en el grupo de mayores de 75 años que en el de 45-64 años. La principal causa de este hecho, además de lo anteriormente expuesto, estriba en la alta esperanza de vida de la población de nuestro país, superior a los 80 años para el caso de las mujeres. El estudio realizado para la mortalidad en el grupo de mayores de 65 años para la ciudad de Madrid<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0045"><span class="elsevierStyleSup">8</span></a> indica que el grupo de mujeres mayores de 75 años es el que mayor porcentaje de mortalidad presenta por altas temperaturas, y la mortalidad por accidente cerebrovascular agudo es la más frecuente<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0120"><span class="elsevierStyleSup">23</span></a>.</p><p id="p0135" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Por último, queremos destacar el importante papel que desempeña el ozono en la mortalidad en los grupos de menor edad. La asociación entre el ozono con las altas temperaturas y la mortalidad ha quedado claramente demostrada en los trabajos realizados en Bélgica<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0125"><span class="elsevierStyleSup">24</span></a> y en nuestro país, concretamente en Barcelona<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0130"><span class="elsevierStyleSup">25</span></a>. Como se sabe, el ozono es un contaminante secundario que suele afectar principalmente a las personas que realizan ejercicio físico al aire libre en verano, lo que justificaría su mayor importancia en los grupos de edad más «jóvenes». Por otro lado, el efecto sinérgico entre contaminantes primarios y temperaturas elevadas sería la causa por la que se detecta esta asociación en el grupo de personas mayores de 65 años<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bb0135"><span class="elsevierStyleSup">26</span></a>.</p><p id="p0140" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Como conclusión, cabe destacar la necesidad de que la implementación de las medidas de prevención ante las altas temperaturas no vaya dirigida exclusivamente a los grupos de mayores de 65 años. Si bien éstos constituyen los grupos en que el impacto del calor es mayor, es preciso indicar que prácticamente toda la población puede verse afectada por las temperaturas extremadamente elevadas.</p></span></span>"
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"resumen" => "<span class="elsevierStyleSectionTitle">Objetivos</span><p id="sp0035" class="elsevierStyleSimplePara elsevierViewall">Establecer si la temperatura máxima diaria a partir de la cual aumenta la mortalidad en las olas de calor varía según los diferentes grupos de edad y cuantificar el aumento de esta mortalidad por grupos de edad.</p> <span class="elsevierStyleSectionTitle">Métodos</span><p id="sp0040" class="elsevierStyleSimplePara elsevierViewall">La variable dependiente es la mortalidad diaria por todas las causas, menos accidentes, ocurrida en Madrid desde 1986 hasta 1997. Los grupos de edad analizados han sido 0-10, 18-44, 45-64, 65-74 y > 75 años. Se ha trabajado con la temperatura máxima diaria de los meses de verano. Se ha controlado por tendencia y estacionalidades y por contaminación atmosférica. La metodología utilizada ha sido la modelización ARIMA y la regresión de Poisson.</p> <span class="elsevierStyleSectionTitle">Resultados</span><p id="sp0045" class="elsevierStyleSimplePara elsevierViewall">En todos los grupos de edad, excepto en el de menores de 10 años, hay una asociación entre el calor y la mortalidad. La temperatura a partir de la cual aumenta la mortalidad no cambia de un grupo de edad a otro y coincide con el percentil 95 de la serie de temperaturas máximas diarias de los meses de verano, que para Madrid es de 36,5 °C. Por otro lado, el incremento de la mortalidad por cada grado en que la temperatura máxima diaria supera ese umbral se mantiene prácticamente constante desde los 18 a los 64 años, y aumenta sensiblemente para los mayores de 65 años.</p> <span class="elsevierStyleSectionTitle">Conclusiones</span><p id="sp0050" class="elsevierStyleSimplePara elsevierViewall">Se constata la asociación entre la mortalidad y el calor en personas menores de 64 años, por lo que los planes de prevención no han de estar centrados exclusivamente en los grupos de mayor edad.</p>"
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