DESIGUALDADES GEOGRÁFICAS EN MORTALIDAD E INCIDENCIA POR CÁNCER DE LARINGE EN VARONES: FACTORES SOCIOECONÓMICOS Y AMBIENTALES (Geographical Inequalities in Mortality and Incidence in Larynx Cancer in Men: Socioeconomic and Environmental Factors)
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DESIGUALDADES GEOGRÁFICAS EN MORTALIDAD E INCIDENCIA POR CÁNCER DE LARINGE EN VARONES: FACTORES SOCIOECONÓMICOS Y AMBIENTALES (Geographical Inequalities in Mortality and Incidence in Larynx Cancer in Men: Socioeconomic and Environmental Factors)

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Resumen
Fundamento: Diversos estudios sugieren la relación entre menor nivel socioeconómico y factores ambientales con mayor riesgo de cáncer. El objetivo del trabajo es identificar desigualdades geográficas en mortalidad
e incidencia por cáncer de laringe (CL) en varones y su asociación con factores de privación y ambientales en el marco del proyecto MEDEA.
Métodos: Estudio ecológico cuya población de referencia fueron los hombres residentes en el municipio de Zaragoza. El periodo de estudio fue 1996-2003. Las defunciones fueron obtenidas del Registro de Mortalidad
de Aragón, los casos incidentes del Registro Poblacional de Cáncer de Zaragoza y los datos socioeconómicos del Censo de 2001. Se utilizó la base de datos del Registro Europeo de Emisiones Contaminantes en la
localización de posibles industrias contaminantes. Para cada sección censal (SC) se obtuvo un índice de privación mediante análisis de componentes principales. Se obtuvieron las Razones de Mortalidad e Incidencia
Estandarizadas suavizadas aplicando metodología bayesiana.
Resultados: Se analizaron 211 defunciones y 569 casos incidentes, con SC conocida, que correspondieron al 95% del total de casos registrados de mortalidad y el 97,8% de incidencia. Las SC que se encontraban en
el cuartil superior, mayor índice de privación, tuvieron significativamente mayor riesgo, tanto de mortalidad (2,74 veces) como de incidencia (1,66 veces). Sin embargo no se encontró asociación estadísticamente significativa
con los indicadores ambientales utilizados.
Conclusiones: Las SC con menor nivel económico presentan mayor riesgo de mortalidad e incidencia por CL. La posible exposición a focos industriales contaminantes no explica la variabilidad geográfica observada.
Abstract
Background: Several studies suggest the relationship between lower socioeconomic status and environmental factors with increased risk of cancer. Within the framework of the MEDEA project, this work aims to identify geographic inequalities in larynx cancer (LC) mortality and incidence in men and its association with deprivation and environmental factors.
Methods: Ecological study having as reference population men living in the city of Zaragoza. The study period was 1996-2003. The deaths were obtained from the Mortality Registry of Aragon, the incident cases from
the Cancer Registry of Zaragoza and the socioeconomic data from the 2001 Census. We used the European Pollutant Emission Register database to locate possible polluting industries. For each census tract (CT) a deprivation index was obtained using principal components analysis. Smoothed Standardized Mortality and Incidence ratios were also calculated using Bayesian methods.
Results:We analysed 211 deaths and 569 incident cases with CT, corresponding to 95% of the total registered mortality cases and 97.8% incidence. The CTs in the highest quartile, highest deprivation index, had significantly
higuer risk of mortality (2.74 times) as well as incidence (1.66 times) by LC. However, the environmental indicators have not been shown a statistically significance association.
Conclusions: The CTs with the lowest socioeconomic status have higher risk of LC mortality and incidence. Nevertheless, the possible exposition to the polluting industrial focus does not explain the observed geographic
variability.

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Publié le 01 janvier 2010
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Langue Español

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Rev Esp Salud Pública 2010; 84: 745-756 N.º 6 - Noviembre-Diciembre 2010
ORIGINAL
DESIGUALDADES GEOGRÁFICAS EN MORTALIDAD E INCIDENCIA
POR CÁNCER DE LARINGE EN VARONES: FACTORES SOCIOECONÓMICOS
Y AMBIENTALES
Cristina Feja Solana (1), J Tomás Alcala Nalvaiz (1,2), Mª José Rabanaque Hernández (1,2),
Marc Saez Zafra (3), Rafael Marcos-Gragera (4) y Mª Carmen Martos Jiménez (1,5)
(1) Instituto Aragonés de Ciencias de la Salud (IAC+S).
(2) Universidad de Zaragoza.
(3) Grupo de Investigación en Estadística, Economía Aplicada y Salud (GRECS). Universidad de Girona.
(4) Unidad de Epidemiología y Registro de Cáncer de Girona. Instituto Catalán de Oncología. Girona.
(5) Centro Superior de Investigación en Salud Pública de Valencia. (CSISP).
RESUMEN ABSTRACT
Fundamento: Diversos estudios sugieren la relación entre menor Geographical Inequalities in Mortalitynivel socioeconómico y factores ambientales con mayor riesgo de cáncer.
El objetivo del trabajo es identificar desigualdades geográficas en mortali- and Incidence in Larynx Cancer
dad e incidencia por cáncer de laringe (CL) en varones y su asociación con
factores de privación y ambientales en el marco del proyecto MEDEA. in Men: Socioeconomic and
Métodos: Estudio ecológico cuya población de referencia fueron los Environmental Factorshombres residentes en el municipio de Zaragoza. El periodo de estudio fue
1996-2003. Las defunciones fueron obtenidas del Registro de Mortalidad
de Aragón, los casos incidentes del Registro Poblacional de Cáncer de Background: Several studies suggest the relationship between lower
Zaragoza y los datos socioeconómicos del Censo de 2001. Se utilizó la socioeconomic status and environmental factors with increased risk of
base de datos del Registro Europeo de Emisiones Contaminantes en la cancer. Within the framework of the MEDEA project, this work aims to
localización de posibles industrias contaminantes. Para cada sección cen- identify geographic inequalities in larynx cancer (LC) mortality and inci-
sal (SC) se obtuvo un índice de privación mediante análisis de componen- dence in men and its association with deprivation and environmental fac-
tes principales. Se obtuvieron las Razones de Mortalidad e Incidencia tors.
Estandarizadas suavizadas aplicando metodología bayesiana. Methods: Ecological study having as reference population men living
Resultados: Se analizaron 211 defunciones y 569 casos incidentes, in the city of Zaragoza. The study period was 1996-2003. The deaths were
con SC conocida, que correspondieron al 95% del total de casos registra- obtained from the Mortality Registry of Aragon, the incident cases from
dos de mortalidad y el 97,8% de incidencia. Las SC que se encontraban en the Cancer Registry of Zaragoza and the socioeconomic data from the
el cuartil superior, mayor índice de privación, tuvieron significativamente 2001 Census. We used the European Pollutant Emission Register database
mayor riesgo, tanto de mortalidad (2,74 veces) como de incidencia (1,66 to locate possible polluting industries. For each census tract (CT) a depri-
veces). Sin embargo no se encontró asociación estadísticamente significa- vation index was obtained using principal components analysis. Smoothed
tiva con los indicadores ambientales utilizados. Standardized Mortality and Incidence ratios were also calculated using
Conclusiones: Las SC con menor nivel económico presentan mayor Bayesian methods.
riesgo de mortalidad e incidencia por CL. La posible exposición a focos Results: We analysed 211 deaths and 569 incident cases with CT, cor-
industriales contaminantes no explica la variabilidad geográfica observa- responding to 95% of the total registered mortality cases and 97.8% inci-
da. dence. The CTs in the highest quartile, highest deprivation index, had sig-
nificantly higuer risk of mortality (2.74 times) as well as incidence (1.66Palabras clave: Cáncer de laringe. Desigualdades. Contaminación
times) by LC. However, the environmental indicators have not been shownambiental. Análisis de Bayes.
a statistically significance association.
Conclusions: The CTs with the lowest socioeconomic status have hig-
her risk of LC mortality and incidence. Nevertheless, the possible exposi-Correspondencia:
tion to the polluting industrial focus does not explain the observed geogra-
Cristina Feja Solana phic variability.
Instituto Aragonés de Ciencias de la Salud.
Key words: Larynx cancer. Inequalities. Industrial Pollution. Baye-
Av. Gómez Laguna 25 sian Analysis.
50009 Zaragoza
cfeja@aragon.es
Este estudio ha sido parcialmente financiado por los proyectos:
salud. ETS (Agencia de Evaluación de Tecnologías) PI0790453Mortalidad en áreas pequeñas Españolas y Desigualdades
y Desigualdades socioeconómicas, contaminación industrial ySocioeconómicas y Ambientales. Proyecto MEDEA. FIS
salud en Zaragoza. Gobierno de Aragón PI126/08.PIO42602. Variabilidad Geográfica en supervivencia de cán-
Conflicto de intereses: Ninguno.cer: La supervivencia relativa como medida de resultados enCristina Feja Solana et al.
INTRODUCCIÓN dad para la formulación de hipótesis etioló-
gicas y para orientar la investigación epide-
8El cáncer de laringe (CL) en España se miológica .
caracteriza por tener en varones una mortali-
El conocimiento de las diferencias geo-dad e incidencia más elevadas que en otros
gráficas de la mortalidad en nuestro país hapaíses de Europa. Sin embargo en mujeres,
mejorado gracias a la elaboración en los últi-tanto la incidencia como la mortalidad se
1 mos años de atlas de mortalidad, ya sea asitúan en los últimos lugares .
1,9,10 8,11,12nivel nacional o regional , en los que
2Según datos de GLOBOCAN 2008 la se han podido apreciar las diferencias exis-
tasa bruta de mortalidad por CL en varones tentes en la mortalidad para las distintas áre-
en España es de 7,4 por 100.000 varones-año as geográficas y causas estudiadas.
y la de incidencia de 14,8 por 100.000 varo-
Existe una evidencia limitada en cuanto anes-año. Las tasas ajustadas a la población
los riesgos para la salud que supone residirmundial son de 4,3 y 9,5 respectivamente.
en las cercanías de estas industrias contami-Estos valores son notablemente inferiores
nantes, siendo el cáncer y las malformacio-para las mujeres, con tasas ajustadas de 0,2
para la mortalidad y 0,4 para la incidencia. nes congénitas los problemas más estudia-
13,14dos en la literatura internacional . Los
En Zaragoza, en el año 2006, la tasa bruta patrones geográficos mostrados por algunos
3 de mortalidad en varones fue de 5,4 por tumores en estudios de áreas pequeñas de
4 100.000 varones-año y la de incidencia de mortalidad en España sugieren que, en estre-
19,6 por 100.000 varones-año en el periodo cha relación con el territorio, hay factores
2000-2004. Las tasas ajustadas son de 4,0 y ambientales que pueden desempeñar un
1515,4 respectivamente. papel importante en la etiología tumoral .
Tanto la mortalidad como la incidencia de Como parte de la contaminación del
CL en varones han disminuido en España y medio ambiente global al que la población se
4-6en Zaragoza . expone, la información de calidad sobre la
contaminación industrial es un punto crítico
Tras la evidencia encontrada sobre la aso- cuando se trata de evaluar sus efectos. Debi-
ciación entre peor estado de salud de la do a la escasez de información, un recurso
población y menor nivel socioeconómico, en ampliamente utilizado en la literatura cientí-
los últimos años se han desarrollado diver- fica es la estimación de exposición basada en
16sos estudios sobre desigualdades, utilizando la distancia a la fuente de contaminación .
como unidad de análisis el área geográfica,
lo cual tiene importancia por diferentes A principios de esta década, tanto en
7motivos . Independientemente de los facto- Europa como en España, se desarrolló legis-
res individuales, hay factores contextuales lación específica dirigida al control de las
del área geográfica que explican, al menos emisiones contaminantes. Se creó el Regis-
en parte, el nivel de salud, como puede ser el tro Europeo de Emisiones Contaminantes
17medio ambiente, el urbanismo, los equipa- (EPER) , que es un registro público que
mientos de ocio, la provisión de servicios, proporciona información valiosa sobre las
etc. Además, existen situaciones en las que industrias que liberan contaminantes al aire
no resulta posible disponer de datos a nivel y al agua, junto con su ubicación geográfica.
individual, pero la representación geográfica
En cuanto a la posible asociación entre lasde los indicadores de salud puede sugerir
patrones espaciales que no se detectan de desigualdades socioeconómicas y el CL
18-23 otra manera, lo que puede resultar de utili- diversos estudios muestran que la morta-
746 Rev Esp Salud Pública 2010, Vol. 84, N.º 6DESIGUALDADES GEOGRÁFICAS EN MORTALIDAD E INCIDENCIA POR CÁNCER DE LARINGE EN VARONES...
lidad y la incidencia por esta causa se incre- C32 según la Clasificación Internacional de
mentan en los grupos de población con nive- Enfermedades para Oncología 3ª revisión).
les socioeconómicos (SES) más bajos. Asi- El análisis no se realizó en mujeres por el
mismo, se ha encontrado un gradiente urba- bajo número de casos.
no-rural, observándose tasas más elevadas
Los datos se agregaron por SC. A lasen zonas urbanas y tasas más bajas en el
18,19 defunciones y casos incidentes en varonesámbito rural .
residentes en Zaragoza se les asignó la SC de
24El proyecto multicéntrico MEDEA , que residencia a partir del domicilio del fallecido
estudia la asociación entre mortalidad e indi- y en el momento del diagnóstico para la inci-
cadores socioeconómicos y ambientales, ha dencia, respectivamente. Esta georreferen-
permitido, por primera vez en España, tener ciación fue realizada por el Instituto Arago-
datos de mortalidad para distintas ciudades a nés de Estadística (IAEST) para los datos de
nivel de sección censal (SC) y estudiar su mortalidad y por investigadores del proyecto
asociación con indicadores socioeconómi- para los datos de incidencia.
cos. Aunque este proyecto se basa funda-
La fuente de información para los indica-mentalmente en datos de mortalidad, se está
dores socioeconómicos fue el Censo deaplicando la metodología del proyecto para
Población y Viviendas del año 2001. Estosanalizar datos de incidencia de cáncer en
datos fueron proporcionados por el Institutoalgunas áreas donde existen registros de
23 Nacional de Estadística. Se utilizó la base debase poblacional .
datos EPER del 2001 como fuente de locali-
Este trabajo, llevado a cabo en el marco zación de posibles industrias contaminantes.
del proyecto MEDEA, tiene por objetivo Este registro contiene información de las
estudiar la variabilidad geográfica en morta- industrias que, voluntariamente, notificaron
lidad e incidencia del CL, en varones, entre sus emisiones de contaminantes. En concre-
las secciones censales del municipio de to, identifica el sector industrial, la activi-
Zaragoza y su asociación con factores dad, las sustancias emitidas y la ubicación
socioeconómicos y ambientales. geográfica en función de sus coordenadas.
En este estudio, las explotaciones agrícolas
fueron excluidas del análisis por no disponer
SUJETOS Y MÉTODOS de sus coordenadas. Una vez analizada la
calidad de la georreferenciación de este
25Se planteó un estudio ecológico de áreas registro , los datos elaborados para el muni-
pequeñas cuya población de referencia fue- cipio de Zaragoza fueron proporcionados
ron los hombres residentes en el municipio por el Instituto de Salud Carlos III.
de Zaragoza (296.234 según el censo de
Para cada SC se obtuvieron las razones de2001). El periodo de estudio fue 1996-2003.
mortalidad estandarizadas (RME) y las razo-Se utilizó como unidad geográfica de análi-
nes de incidencia estandarizadas (RIE).sis las SC del año 2001 (462).
Siguiendo el protocolo del proyecto
26Las defunciones se obtuvieron del Regis- MEDEA , se utilizó como tasa de referen-
tro de Mortalidad de Aragón seleccionando cia para la mortalidad las tasas de mortalidad
aquellas cuya causa básica de defunción fue- en varones por CL de España de 2001 y para
ra CL (código 161 de la 9ª revisión de la Cla- la incidencia las tasas de incidencia del CL
sificación Internacional de Enfermedades y de España (elaboradas con datos de los
C32 de la 10ª revisión). Los casos incidentes registros poblaciones de cáncer de España y
de CL se obtuvieron del Registro poblacio- publicadas en la monografía Cancer Inci-
nal de Cáncer de Zaragoza (RCZ) (código dence in V Continent, volumen IX corres-
Rev Esp Salud Pública 2010, Vol. 84, N.º 6 747Cristina Feja Solana et al.
pondientes al periodo 1998-2002). Se esti- los criterios generales aplicados en el pro-
26maron los intervalos de confianza al 95%, yecto MEDEA a la hora de fijar todos estos
elementos. Por tanto, el modelo BYM per-asumiendo que el número de defunciones y
de casos incidentes por CL siguen una distri- mitió obtener por un lado una estimación
bución de Poisson. suavizada del riesgo en cada una de las sec-
ciones censales. Estas estimaciones se repre-
Para identificar con mayor facilidad los sentaron en mapas. En primer lugar, se
patrones geográficos se obtuvieron las RME representaron las RME y las RIE suavizadas
y RIE «suavizadas» para reducir la extrava- mediante septiles, donde la intensidad del
riación. Se utilizó metodología bayesiana, patrón de grises marca el exceso de riesgo
en concreto, el modelo de «convolution respecto a la unidad expresado en tanto por
prior» desarrollado por Besag, York y Molliè ciento. Con el objeto de cuantificar la evi-
27(BYM) , el cual incluye dos efectos aleato- dencia estadística que proporcionan las esti-
rios: uno de ellos recoge la dependencia maciones del riesgo en cada SC, se represen-
tó la probabilidad de exceso de riesgo o PRPespacial, mientras que el otro la heterogenei-
(probabilidad a posteriori) para cada una dedad o la sobredispersión (no espacial) deses-
tructurada. ellas permitiendo la identificación de las SC
con un exceso de riesgo significativo. Por
El modelo BYM se especifica como un otro lado, este modelo posibilitó la estima-
modelo lineal generalizado mixto (GLMM) ción de los efectos en el riesgo de posibles
con variable respuesta de Poisson y conside- variables explicativas, como son, indicado-
rando como offset los casos esperados: res socioeconómicos y medioambientales.
Indicadores socioeconómicos. En el aná-
lisis se utilizó el índice de privación elabora-
30do para ciudades en el proyecto MEDEA
obtenido a nivel de SC mediante análisis de
donde Oi denota los casos observados en la componentes principales a partir de los indi-
SC i, Ei son los casos esperados en esa SC, μ cadores simples: proporción de desempleo,i
es el riesgo relativo en la sección i, υ es el de trabajadores manuales y eventuales; pro-i
efecto aleatorio no espacial y S el efecto ale- porción de población con instrucción insufi-i
atorio espacial. El efecto aleatorio no espa- ciente y de jóvenes de 16-29 años con ins-
cial, también denominado heterogeneidad, trucción insuficiente. Este índice recoge el
se supone distribuido normalmente con 75% de la variabilidad explicada y se intro-
media cero y varianza constante. Para el dujo en el modelo BYM como variable dis-
efecto aleatorio que recoge la variabilidad creta en cuartiles, tomando como referencia
espacial, se utiliza un modelo condicional el cuartil más bajo, que recoge aquellas SC
28,29autorregresivo CAR . Esta aproximación con una situación socioeconómica más favo-
especifica la dependencia espacial como un rable.
promedio del efecto de sus áreas vecinas
Factores medioambientales. Para identi-limitando vecindad a sus áreas contiguas.
ficar posibles industrias contaminantes, se
La aplicación de este modelo bayesiano estudió el efecto de la proximidad de las SC
requirió la especificación de distribuciones a del municipio de Zaragoza a las industrias
priori sobre sus parámetros, la selección de que emiten contaminantes contenidas en el
un método de estimación de tipo MCMC EPER-España, mediante modelos de Pois-
(Markov Chain Monte Carlo) y de una serie son «cerca vs. lejos» con diferentes distan-
de criterios de convergencia de la distribu- cias, utilizando la metodología proporciona-
16,31,32ción a posteriori del modelo. Se mantuvieron da por el Instituto de Salud Carlos III .
748 Rev Esp Salud Pública 2010, Vol. 84, N.º 6DESIGUALDADES GEOGRÁFICAS EN MORTALIDAD E INCIDENCIA POR CÁNCER DE LARINGE EN VARONES...
Se seleccionan aquellas industrias con un incidencia. Así, se incluyeron en el análisis
riesgo relativo significativo. 211 defunciones y 569 casos incidentes.
La variable de exposición se introdujo en La representación de las RME suavizadas
el modelo BYM como una variable binaria (RMEs) muestra un mayor riesgo de mortali-
que indicaba si el centroide de la SC distaba dad por CL en el sur y el oeste del municipio
menos de un kilómetro de alguna de las de Zaragoza (figura 1), al igual que en el cas-
industrias seleccionadas, de forma indepen- co urbano dentro de la ciudad. Respecto a la
diente. incidencia (RIE suavizadas) (figura 3), se
observa un patrón geográfico similar al de
Finalmente, para comparar los distintos mortalidad, con un desplazamiento hacia el
modelos elaborados, se utilizó el estadístico este, existiendo exceso de incidencia por CL33Deviance Information Criterion (DIC) . en el sur y este del municipio de Zaragoza, así
como en el núcleo urbano de la ciudad. Tanto
en mortalidad como en incidencia se observóRESULTADOS
un exceso de riesgo significativo dentro del
núcleo urbano de Zaragoza en algunas SC deEn el periodo 1996-2003, en el municipio
los distritos Oliver-Valdefierro, Delicias yde Zaragoza, se registraron 222 defunciones
Torrero-San José (figuras 2 y 4).y 582 casos incidentes por CL en hombres.
Estos casos representaron una tasa bruta de
La distribución geográfica según el Índicemortalidad de 9,4 defunciones por 100.000
de Privación MEDEA, dividido en cuartiles,varones-año y de incidencia de 24,6 casos
(figura 5) muestra que las zonas más desfa-por 100.000 varones-año. La tasa ajustada a
vorecidas del municipio de Zaragoza (valo-la población europea para la mortalidad fue
res más altos del índice de privación: Q3 yde 7,9 por 100.000 varones-año y para la
Q4) se encuentran en el núcleo urbano, enincidencia de 22,0 por 100.000 varones-año.
concreto en SC de los distritos de Las Fuen-
Se referenciaron geográficamente el 95% tes, Casco Histórico, Torrero, San José, Deli-
de los casos en mortalidad y el 97,8% en cias, Oliver-Valdefierro y Margen Izquierda.
Figura 1
Razones de Mortalidad Estandarizada suavizadas (RMEs) por cáncer de laringe, varones.
Municipio de Zaragoza, 1996-2003
Rev Esp Salud Pública 2010, Vol. 84, N.º 6 749Cristina Feja Solana et al.
Figura 2
Probabilidad de que las Razones de Mortalidad Estandarizada suavizada por cáncer de laringe, varones,
sea superior a 100. Municipio de Zaragoza, 1996-2003
Figura 3
Razones de Incidencia Estandarizada suavizadas (RIEs) por cáncer de laringe, varones.
Municipio de Zaragoza, 1996-2003
Las SC más favorecidas se encuentran situa- estaba próxima a ser significativa. El umbral
das fundamentalmente en los distritos Cen- de distancia en el que se observaba este ries-
tro y Universidad (valores más bajos del go era menor de un kilómetro. Ambas indus-
índice de privación: Q1 y Q2). trias están ubicadas en el distrito Margen
Izquierda.
Sólo se detectaron dos posibles industrias
contaminantes, una dedicada al tratamiento Se encontró un patrón similar para la inci-
de materias primas y otra a la producción de dencia y mortalidad por CL (tabla 1). Se
papel, cuya estimación del riesgo relativo obtuvo una asociación significativa, positiva
750 Rev Esp Salud Pública 2010, Vol. 84, N.º 6DESIGUALDADES GEOGRÁFICAS EN MORTALIDAD E INCIDENCIA POR CÁNCER DE LARINGE EN VARONES...
Figura 4
Probabilidad de que las Razones de Incidencia Estandarizada suavizada por cáncer de laringe, varones,
sea superior a 100. Municipio de Zaragoza, 1996-2003
Figura 5
Distribución del índice de privación MEDEA en el municipio de Zaragoza
y creciente entre las diferencias geográficas dencia como de mortalidad, con un aumento
en la mortalidad y la incidencia por CL y el del riesgo en los cuartiles superiores (más
índice de privación MEDEA. Es decir, las desfavorecidas). Así, la mortalidad por CL
SC que se encuentran en el cuartil inferior en hombres del cuartil superior (Q4) fue
(Q1) (menor índice de privación, más favo- 2,74 veces mayor que la del Q1 y la inciden-
recidas) tuvieron menor riesgo tanto de inci- cia 1,66 veces.
Rev Esp Salud Pública 2010, Vol. 84, N.º 6 751Cristina Feja Solana et al.
752 Rev Esp Salud Pública 2010, Vol. 84, N.º 6
Tabla 1
Modelos estimados con Índice de Privación y Exposición Industrial: Riesgos Relativos (RR) e Intervalos de Credibilidad al 95%
a a a
BYM + Índice privación MEDEA BYM + Índice privación MEDEA +In- BYM + Índice privación MEDEA + In-
dustria Papelera dustria tratamiento materias primas
MORTALIDAD INCIDENCIA MORTALIDAD INCIDENCIA MORTALIDAD INCIDENCIA
b c b c b c b c b c b c
RR IC 95% RR IC 95% RR IC 95% RR IC 95% RR IC 95% RR IC 95%
d
Q 1
1 1 1 1 1 1
d
Q 2
1,86 1,11-2,99 1,17 0,89-1,51 1,88 11,14-2,95 1,17 0,89-1,52 1,88 1,15-2,97 1,17 0,89-1,50
d
Q 3
1,99 1,19-3,21 1,27 0,97-1,65 1,99 1,20-3,20 1,27 0,96-1,65 1,98 1,20-3,08 1,26 0,96-1,61
d
Q 4
2,74 1,63-4,4 1,66 1,27-2,12 2,77 1,71-4,46 1,70 1,31-2,16 2,76 1,69-4,32 1,66 1,29-2,11
Exposición Industria
– – 0,89 0,32-1,89 0,68 0,37-1,12 0,74 0,26-,61 0,77 0,45-1,17
e
DIC
613,36 587,56 614,08 586,47 610,88 585,48
a b c d
BYM : Modelo Besag, York y Molliè; RR : Riesgo Relativo; IC 95% : Intervalos Credibilidad 95%; Q : Cuartil del Índice de Privación;
e
DIC : Deviance Information CriterionDESIGUALDADES GEOGRÁFICAS EN MORTALIDAD E INCIDENCIA POR CÁNCER DE LARINGE EN VARONES...
Estos resultados se mantuvieron al intro- puesto que no se conoce si los individuos
ducir la variable de riesgo ambiental en el más expuestos a un determinado factor en
modelo, con un valor del estadístico DIC cada área geográfica son los realmente afec-
26ligeramente menor en el modelo que incluye tados . Sin embargo, permite identificar
la exposición a la industria de tratamiento de zonas de mayor riesgo y priorizarlas en los
materias primas, si bien la variabilidad geo- programas de salud.
gráfica explicada por esta variable no fue
significativa en ninguno de los dos casos. No obstante, al usar unidades de análisis
pequeñas se puede mitigar en parte el sesgo
ecológico, ya que favorece la homogeneidad
DISCUSIÓN y la posible detección de diferencias en
37salud . Es por ello que se ha utilizado la SC
La variabilidad geográfica en la mortali- como unidad geográfica para el municipio
dad e incidencia del CL en varones observa- de Zaragoza, que es la unidad geográfica
da en las SC del municipio de Zaragoza más pequeña en que los datos estaban dispo-
podría ser explicada, al menos en parte, por nibles.
diferencias en el índice sintético de priva-
ción, presentando mayor riesgo de CL aque- Asimismo, la utilización de datos socioe-
llas SC con menor nivel socioeconómico. En conómicos del área de residencia tiene una
concreto, aquellas SC con mayor riesgo de larga tradición en el estudio de las desigual-
incidencia y mortalidad se caracterizan por dades de mortalidad, ya sea por no disponer
ser secciones con una elevada densidad de de estos indicadores individuales o por las
población, niveles de instrucción bajos, ele- limitaciones asociadas a estos últimos. Los
vado número de trabajadores manuales, así indicadores socioeconómicos de un área
como por tener problemas relacionados con geográfica hacen referencia a factores con-
34la vivienda . textuales que determinan la salud, indepen-
38dientemente de los factores individuales .
Estos resultados se encuentran en concor- No obstante estos indicadores también están
dancia con los obtenidos en otras ciudades relacionados con factores individuales. La
9participantes en el proyecto MEDEA en metodología utilizada en el estudio realizado
cuanto a los datos de mortalidad y con los no ha permitido separar el efecto de los dos23encontrados en Gerona en incidencia . factores contextuales e individuales.
Diversos estudios, tanto ecológicos como
A pesar de sus limitaciones, el estudio de18-23,35de base individual , han encontrado
las desigualdades territoriales en mortalidadasociación del CL con desigualdades socioe-
e incidencia constituye un elemento impor-
conómicas.
tante para ampliar los conocimientos sobre
la salud de la población y la implementaciónEl desarrollo de una herramienta como el
de programas de salud. La metodología des-software WinBUGS ha facilitado el análisis
26arrollada en el proyecto MEDEA es sobregeográfico de indicadores de salud en áreas
36 todo para grandes ciudades. En estudiospequeñas con metodología bayesiana y por
exploratorios previos, el índice de privacióntanto el diseño de estudios ecológicos.
30de este proyecto explica una variabilidad
muy baja en zonas más rurales de la provin-Sin embargo, en estos hay que tener en
cuenta el sesgo o falacia ecológica y la difi- cia de Zaragoza. En el momento actual se
están estudiando otros índices que permitancultad en el control de las variables de con-
identificar las desigualdades en salud en elfusión y no se permiten obtener una relación
individual entre la exposición y el efecto, resto de Aragón.
Rev Esp Salud Pública 2010, Vol. 84, N.º 6 753Cristina Feja Solana et al.
tumours of the lung, bladder and larynx: changes inLa variabilidad geográfica en la mortali-
Spain. Ann Oncol. 2010; 21 (Suppl 3): iii52-60dad e incidencia del CL en varones observa-
da en las SC del municipio de Zaragoza no
5. Cabanes A, Vidal E, Aragonés N, Pérez-Gomez B,
puede ser explicada por la variable de riesgo Pollán M, Lope V et al. Cancer mortality trends in
ambiental considerada. Es importante desta- Spain: 1980-2007. Ann Oncol. 2010; 21(Suppl 3):
car que el conjunto de datos EPER del año iii1420
2001, publicado en febrero de 2004, presen-
6. Martos MC, García G, Marco MP, Pastor S, Arribasta varias limitaciones. La principal es que la
JL, Mateos J et al. Cancer Incidence in Cancernotificación de las emisiones por parte de las Registry of Zaragoza (1998-2002). En: Cancer
industrias ha sido voluntaria hasta el año Incidence in Five Continents, Vol. IX IARC Scien-
102007 . Cabe mencionar el hecho de que este tific Publications No. 160, Lyon: IARC;2007.
registro ha sido recientemente sustituido por
7. Borrell C, Pasarín I. Desigualdad en salud y territo-el Registro Europeo de Emisiones y Transfe-
rio urbano. Gac Sanit. 2004; 18: 1-4.rencia de Contaminantes (E-PRTR), que va a
permitir incluir información más completa 8. Martínez MA, López A, Amador A, Melchor I,
sobre la contaminación industrial. Aun con Botella P, Abellán C et al. Atlas de mortalidad de la
ciertas limitaciones, se puede considerar que Comunidad Valenciana 1991-2000. Valencia: Con-
selleria de Sanitat; 2005.este registro puede ser de utilidad a la hora
de estudiar los efectos de la contaminación
9. Borrell C, Cano-Serral G, Martínez-Beneito MA,industrial en la salud de la población.
Marí-Dell´Olmo M, Rodríguez-Sanz M y grupo
MEDEA. Atlas de Mortalidad en ciudades de Espa-
Por el contrario, la asociación de la inci- ña (1996-2003).Barcelona: Dit i Fet; 2009.
dencia y la mortalidad del CL obtenida en el
10. López-Abente G, Pollán M, Aragonés M, Pérez B,municipio de Zaragoza y la asociación de
Llácer A, Pérez J et al. Tendencias de la mortalidadeste cáncer con factores de riesgo como el
en España, 1952-1996. Efecto de la edad, de latabaco y alcohol más prevalentes en grupos
cohorte de nacimiento y del periodo de muerte.40-43de población más desfavorecida , pone Madrid: Ministerio de Sanidad y Consumo; 2002.
de manifiesto la necesidad de priorizar las
zonas más desfavorecidas en los programas 11. Ocaña-Riola R, Sánchez-Cantalejo C, Fernández
A, Ruiz M, Mayoral JM, Méndez C et al. Atlas dede salud, especialmente los dirigidos a que la
mortalidad de las capitales de provincia de Andalu-población desarrolle estilos de vida saluda-
cía 1992-2002. Granada: Escuela Andaluza debles. Salud Pública; 2007.
12. Departamento de Sanidad del Gobierno Vasco.
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754 Rev Esp Salud Pública 2010, Vol. 84, N.º 6

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