Mortalidad por cáncer de estómago en Cataluña: distribución geográfica y evolución temporal entre 1986 y 2000
Mortality of gastric cancer in Catalonia, Spain: geographical distribution and time trends from 1986 to 2000
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Sin embargo, para conocer la situación de muchas enfermedades, entre ellas el cáncer, aún se dispone de pocas fuentes de información con una cobertura total de la población<span class="elsevierStyleSup">1</span>.</p><p class="elsevierStylePara">Por este motivo el estudio de la evolución temporal o de la distribución geográfica de la mortalidad por cáncer es una herramienta de síntesis de la información útil para monitorizar la salud de la población, para generar hipótesis etiológicas y, en definitiva, para ayudar a conocer la extensión y el desarrollo de la enfermedad con la finalidad de evaluar y planificar los recursos necesarios para su control.</p><p class="elsevierStylePara">A pesar de la disminución de la mortalidad por cáncer de estómago en el marco europeo<span class="elsevierStyleSup">2</span>, éste sigue siendo una causa de muerte muy frecuente. Del conjunto de muertes anuales por tumores malignos, en Cataluña el cáncer de estómago es el cuarto más frecuente en varones, después del cáncer de pulmón, el de colon y el de próstata, y el tercero más frecuente en mujeres después del cáncer de mama y el de colon<span class="elsevierStyleSup">3</span>. Además, es uno de los tumores con peor pronóstico, con una supervivencia relativa a los 5 años inferior al 30%<span class="elsevierStyleSup">4</span>. Es por todo ello que, desde el punto de vista sanitario, es necesario monitorizar su evolución.</p><p class="elsevierStylePara">El objetivo de este estudio ha sido analizar la evolución temporal y los cambios en la distribución espacial de la mortalidad por cáncer de estómago en Cataluña en el período 1986-2000.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Material y método</span></p><p class="elsevierStylePara">Del Registro de Mortalidad de Cataluña se han recogido las defunciones por cáncer de estómago de residentes en Cataluña entre los años 1986 y 2000. Se incluyen, por tanto, todos los fallecimientos en los que la causa básica de muerte (aquella que origina el proceso letal) es el tumor maligno de estómago ­Clasificación Internacional de Enfermedades, novena revisión (CIE-9): 151 entre el año 1986 y el 1998, y C16 de la CIE-10 para los años 1999 y 2000.</p><p class="elsevierStylePara">El volumen de las poblaciones anuales a riesgo son las estimaciones intercensales y poscensales elaboradas por el Institut d'Estadística de Cataluña a partir de los censos y padrones de los años 1986, 1991 y 1996<span class="elsevierStyleSup">5</span>.</p><p class="elsevierStylePara">Para el análisis de la evolución temporal se representan las tasas de mortalidad por cáncer de estómago ajustadas por edad para cada sexo, utilizando como población de referencia el censo de Cataluña de 1991, y las tasas específicas por grupos de edad. Además, para cada sexo se han ajustado modelos lineales generalizados con distribución de Poisson y función de nexo canónica<span class="elsevierStyleSup">6-8</span>. Para la elección de un modelo representativo para nuestros datos se ha utilizado la estrategia definida en un trabajo anterior<span class="elsevierStyleSup">9</span>, la cual permite evaluar la existencia de una tendencia lineal, así como la verosimilitud de que ésta haya sido similar para todos los grupos de edad. Se han truncado los datos para mayores de 34 años y se han agregado, estratificados por año de defunción y grupos decenales de edad, siendo el último abierto de 85 años o más.</p><p class="elsevierStylePara">Para el análisis espacial se han seleccionado como unidades geográficas las 41 comarcas catalanas. Los datos se han agrupado en 3 períodos quinquenales: 1986-1990, 1991-1995 y 1996-2000. Para cada quinquenio, comarca y sexo, se ha calculado la razón de mortalidad estandarizada (RME) suavizada utilizando el modelo jerárquico espacial propuesto por Besag et al<span class="elsevierStyleSup">10</span>. Este modelo divide el riesgo en 2 factores que miden la agregación de los casos. El primero, llamado habitualmente de heterogeneidad, mide si existe agregación dentro de la comarca, mientras que el segundo, llamado de agregación, está especialmente estructurado y mide si aquélla se ha producido en ámbito superior al de la comarca, abarcando unas cuantas de ellas. Con el objetivo de evaluar los cambios de la distribución espacial se han comparado dichos modelos al omitir el componente espacial mediante el Deviance Information Criterion (DIC)<span class="elsevierStyleSup">11</span>. En el modelo se utilizaron distribuciones a priori poco informativas.</p><p class="elsevierStylePara">Tanto el ajuste de los modelos como la inferencia sobre ellos se han realizado siguiendo la aproximación bayesiana, utilizando el método de distribución de muestras de Gibbs implementado a través del paquete informático de libre distribución WinBugs<span class="elsevierStyleSup">12</span>. Se utilizó un calentamiento de 5.000 iteraciones y las estimaciones se basan en las 10.000 iteraciones siguientes. Se evaluó gráficamente la convergencia para distintos valores iniciales, así como la independencia de los resultados de las iteraciones utilizadas para estimar los parámetros.</p><p class="elsevierStylePara">Una vez estimada la RME suavizada para cada comarca, se ha discretizado en 5 intervalos y se han representado mapas, para cada quinquenio y sexo, sombreando cada comarca en función del intervalo al que pertenece su RME. Para medir hasta qué punto el riesgo de una comarca está por encima del riesgo medio, se ha calculado la probabilidad a posteriori de que la RME sea superior a 1 (p[RME > 1|O]) y se han representado los mapas correspondientes a esta variable para cada quinquenio y sexo, de forma análoga a lo descrito para la RME.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados</span></p><p class="elsevierStylePara">En la tabla 1 se observa cómo durante el período 1986-2000 todos los índices de mortalidad por cáncer de estómago (número total de defunciones, tasas brutas y tasas ajustadas por edad) muestran un descenso para ambos sexos. La tasa bruta ha pasado de 20,3 muertes por 100.000 habitantes en el período 1986-1990 a 18,0 en el período 1996-2000 para los varones y de 13,5 a 11,3 para las mujeres.</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v126n13-13086867tab01.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">En la figura 1 puede apreciarse la evolución de las tasas de mortalidad por cáncer de estómago, ajustadas por edad, entre los años 1986 y 2000. Se observa un claro descenso de la mortalidad, así como una evolución muy parecida en ambos sexos, pero con magnitudes más altas en los varones, aproximadamente el doble que las observadas en las mujeres.</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v126n13-13086867tab02.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">Fig. 1. Evolución de las tasas de mortalidad por cáncer de estómago, ajustadas según población de Cataluña del censo de 1991 como referencia. Cataluña 1986-2000.</p><p class="elsevierStylePara">En la figura 2 se ilustran las tasas específicas de mortalidad por año de defunción, sexo y grupo de edad. En ambos sexos se observa un gradiente de las tasas con la edad; a mayor edad, tasas de mortalidad más altas. Lo que no se observa tan claramente, como en la figura 1, es si el descenso se repite de forma similar para todos los grupos de edad, dado que esto es difícil de valorar gráficamente.</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v126n13-13086867tab03.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">Fig. 2. Evolución de las tasas de mortalidad por cáncer de estómago, según edad y sexo. Cataluña 1986-2000.</p><p class="elsevierStylePara">El análisis de regresión de Poisson mostró que el descenso para el conjunto del período estudiado fue lineal e igual para todos los grupos de edad, y estimamos que el porcentaje de cambio ha sido del ­3,13% en los varones y del ­3,91% en las mujeres. Es decir, el descenso ha sido bastante similar para los 2 sexos, aunque un poco superior en las mujeres.</p><p class="elsevierStylePara">En la figura 3 se representa para cada sexo la RME por edad de cada comarca. Las comarcas con valores de RME superiores a la unidad presentan riesgos de mortalidad superiores al conjunto de Cataluña, que se considera la referencia. En dicha figura también se representa la probabilidad a posteriori de que el riesgo observado para cada comarca sea superior a 1 (p [RME >1|O]); ésta se interpreta como el grado de certidumbre de que el riesgo de una comarca esté por encima del riesgo medio. En el ajuste de los modelos se observó que para el último quinquenio los modelos resultantes de omitir el componente espacial presentaban valores del DIC inferiores, lo que indica que se ha producido un cambio en la distribución espacial. En los modelos ajustados no se observaron problemas de convergencia tras el calentamiento, ni autocorrelación de las iteraciones utilizadas para estimar los parámetros.</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v126n13-13086867tab04.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">Fig. 3. La razón de mortalidad estandarizada (RME) y la probabilidad a posteriori de que ésta sea superior a 1 (p [RME > 1|O]) de cáncer de estómago por comarcas y sexo. Cataluña 1986-2000. <span class="elsevierStyleSup">a</span>Suavizado mediante el modelo con los factores de heterogeneidad y agregación. <span class="elsevierStyleSup">b</span>Suavizado mediante el modelo con el factor de heterogeneidad. </p><p class="elsevierStylePara">En este análisis espacial se observa un claro patrón de distribución con un gradiente costa-interior para ambos sexos. En los 2 primeros períodos estudiados, las zonas con menor riesgo se encuentran en el litoral, y el riesgo va aumentando hacia el interior y hacia las comarcas pirenaicas. El número de zonas con un riesgo más elevado que el conjunto, más oscuras, descienden en el último período, sobre todo en el caso de los varones, lo que hace que el patrón de distribución espacial se torne más homogéneo.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Discusión</span></p><p class="elsevierStylePara">El descenso continuado de la mortalidad por cáncer de estómago en Cataluña está en concordancia con las tendencias experimentadas por otros países desarrollados<span class="elsevierStyleSup">2</span> y descritas en nuestro entorno, auque con períodos y métodos diferentes<span class="elsevierStyleSup">13,14</span>.</p><p class="elsevierStylePara">El hecho de que la reducción observada sea tan homogénea en todas las edades y en ambos sexos indicaría que responde a una disminución similar de la incidencia de este tumor. Aunque no se disponen de datos para toda la población, los estudios procedentes de registros así lo indican<span class="elsevierStyleSup">15</span>. Por otra parte, aunque en el período estudiado se han producido importantes mejoras terapéuticas, la supervivencia relativa de este tumor a los 5 años se sitúa aún en torno al 25%, tanto según series clínicas<span class="elsevierStyleSup">16</span> como según datos poblacionales<span class="elsevierStyleSup">4</span>. Por esta razón, pensamos que los datos de mortalidad siguen siendo un buen indicador para monitorizar la evolución y la distribución de este cáncer en nuestro medio.</p><p class="elsevierStylePara">Los factores de riesgo atribuidos al cáncer de estómago se relacionan con algunas infecciones, los métodos de preservación de los alimentos, el consumo de alcohol y la dieta<span class="elsevierStyleSup">17,18</span>. Diversos estudios han puesto de manifiesto la relación entre este tumor y la mayor prevalencia de infección por Helicobacter pylori<span class="elsevierStyleSup">19,20</span> en nuestro país, así como el efecto protector del consumo de vegetales verdes y frutas<span class="elsevierStyleSup">21,22</span>. Recientemente se ha postulado la asociación entre riesgo de cáncer gástrico y la presencia del gen <span class="elsevierStyleItalic">DQB10602</span> HLA clase II, así como con la infección por cepas CagA de H. pylori<span class="elsevierStyleSup">23</span>, de forma que los avances terapéuticos en el tratamiento de la infección por H. pylori de los últimos años pueden haber influido en la reducción de la incidencia de este tipo de cáncer. Por otra parte, el menor consumo de alcohol y tabaco de las mujeres hasta épocas recientes podría justificar la menor frecuencia de este cáncer.</p><p class="elsevierStylePara">La distribución geográfica costa-interior observada en la mortalidad por este cáncer es muy peculiar y no se presenta en otras causas de mortalidad. Este patrón característico también se ha descrito para el conjunto de España<span class="elsevierStyleSup">21,24,25</span> y se repite al estudiar zonas más pequeñas<span class="elsevierStyleSup">26</span>, como en nuestro caso. En nuestro estudio, la mortalidad de la zona litoral es inferior a la de las zonas del interior y norte de Cataluña, de forma muy consistente para ambos sexos. Destaca, además, que este patrón se ha ido difuminando con el tiempo y, aunque persisten algunas zonas con una mortalidad superior a la del conjunto, se observa una clara tendencia hacia la uniformidad. La diferencia en los hábitos alimentarios y de consumo entre la población de la zona costera (más urbana) y la de interior (más rural) asociados al cáncer de estómago (o a la protección frente a él), así como una menor accesibilidad a las técnicas que facilitan un diagnóstico precoz oportunista (endoscopia digestiva alta por procesos sintomáticos) y al tratamiento en las zonas más alejadas de los hospitales con mayor tecnología, podría explicar estas diferencias. Por otra parte, la generalización de los hábitos dietéticos y un mejor acceso a la asistencia sanitaria en todo el territorio<span class="elsevierStyleSup">27</span> han contribuido muy probablemente a la reducción y homogeneización observadas en la mortalidad.</p><p class="elsevierStylePara">Que la mortalidad por cáncer de estómago haya disminuido de forma importante en casi todo el territorio de Cataluña es una muy buena noticia. No obstante, la persistencia aún de algunas zonas con una mortalidad superior ha de ser una llamada de atención para los dispositivos asistenciales y de planificación. La modificación del patrón de mortalidad en otras áreas geográficas significa que, en las zonas de mortalidad alta, persisten espacios donde es posible la intervención, tanto desde el punto de vista asistencial como desde el de la prevención.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Agradecimiento</span></p><p class="elsevierStylePara">A los miembros del Registro de Mortalidad de Cataluña por su inestimable colaboración.</p>" "pdfFichero" => "2v126n13a13086867pdf001.pdf" "tienePdf" => true "PalabrasClave" => array:2 [ "es" => array:1 [ 0 => array:4 [ "clase" => "keyword" "titulo" => "Palabras clave" "identificador" => "xpalclavsec223286" "palabras" => array:6 [ 0 => "Mortalidad" 1 => "Cáncer de estómago" 2 => "Tendencias" 3 => "Distribución espacial" 4 => "Análisis bayesiano" 5 => "Métodos epidemiológicos" ] ] ] "en" => array:1 [ 0 => array:4 [ "clase" => "keyword" "titulo" => "Keywords" "identificador" => "xpalclavsec223287" "palabras" => array:6 [ 0 => "Mortality" 1 => "Gastric cancer" 2 => "Trends" 3 => "Spatial distribution" 4 => "Bayesian analysis" 5 => "Epidemiologic methods" ] ] ] ] "tieneResumen" => true "resumen" => array:2 [ "es" => array:1 [ "resumen" => "Fundamento y objetivo: Este estudio analiza la evolución temporal y los cambios en la distribución espacial, por comarcas, de la mortalidad por cáncer de estómago en Cataluña, para cada sexo, durante el período 1986-2000. Material y método: Las defunciones por cáncer de estómago de los años 1986-2000 proceden del Registro de Mortalidad de Cataluña del Departament de Salut y la población del Institut d'Estadística de Cataluña. Para el análisis de la evolución temporal se ajustó un modelo de regresión de Poisson para cada sexo. Para el análisis espacial en cada comarca se ha utilizado un modelo jerárquico bayesiano. Resultados: En los años 1986-2000 se produjeron 8.627 defunciones por cáncer de estómago en varones y 5.831 en mujeres. Durante este período se ha estimado un descenso de la mortalidad del 3,13% en los varones y del 3,91% en las mujeres. El análisis espacial muestra que las zonas con menor riesgo de mortalidad son las del litoral y este riesgo aumenta de forma gradual hacia las zonas del interior. Este patrón geográfico es muy similar para los 2 sexos y se ha ido difuminando con el paso del tiempo. Conclusiones: La evolución temporal y la distribución geográfica de la mortalidad por cáncer de estómago en Cataluña son similares en ambos sexos y coherentes con las tendencias observadas en otros países desarrollados. Este patrón indica una mejora en los hábitos alimentarios y una mejor accesibilidad a los servicios sanitarios de las zonas con mayor riesgo." ] "en" => array:1 [ "resumen" => "Background and objective: The aims of this study are to describe the time trends and the changes in the spatial distribution of stomach cancer mortality by gender, in Catalonia, Spain, in the period 1986-2000. Material and method: The mortality data comes from the Mortality Register for Catalonia at the Health Department and the population data from the Institute of Statistics for Catalonia. To analyze time trends, a Poisson regression model was adjusted for each gender. To analyze the geographical distribution, a Bayesian hierarchical model was used. Results: During the period 1986-2000 the number of deaths from stomach cancer was 8,627 for males and 5,831 for females. During this period the estimated decrease in mortality was 3.13% for males and 3.91% for females. The spatial analysis showed the lowest mortality risk areas along the coast while the mortality risk increased toward the zones in the interior. This geographical pattern is very similar for both sexes but in the lasts years of the period it has been fading. Conclusions: The time trends and the geographical pattern of stomach cancer mortality in Catalonia is similar for both sexes and it is consistent with the trends observed in other developed countries. This suggests a relationship with improved food habits and a better accessibility to health care in the areas of higher risk." ] ] "multimedia" => array:8 [ 0 => array:6 [ "identificador" => "tbl1" "tipo" => "MULTIMEDIATABLA" "mostrarFloat" => true "mostrarDisplay" => false "copyright" => "Elsevier España" "tabla" => array:1 [ "tablatextoimagen" => array:1 [ 0 => array:1 [ "tablaImagen" => array:1 [ 0 => array:4 [ "imagenFichero" => "2v126n13-13086867tab01.gif" "imagenAlto" => 250 "imagenAncho" => 773 "imagenTamanyo" => 13965 ] ] ] ] ] ] 1 => array:8 [ "identificador" => "tbl2" "etiqueta" => "Fig. 1" "tipo" => "MULTIMEDIATABLA" "mostrarFloat" => true "mostrarDisplay" => false "copyright" => "Elsevier España" "tabla" => array:1 [ "tablatextoimagen" => array:1 [ 0 => array:1 [ "tablaImagen" => array:1 [ 0 => array:4 [ "imagenFichero" => "2v126n13-13086867tab02.gif" "imagenAlto" => 375 "imagenAncho" => 569 "imagenTamanyo" => 20100 ] ] ] ] ] "descripcion" => array:1 [ "es" => "Evolución de las tasas de mortalidad por cáncer de estómago, ajustadas según población de Cataluña del censo de 1991 como referencia. 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Información del artículo
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| 2016 Noviembre | 25 | 2 | 27 |
| 2016 Octubre | 31 | 6 | 37 |
| 2016 Septiembre | 27 | 1 | 28 |
| 2016 Agosto | 25 | 1 | 26 |
| 2016 Julio | 21 | 4 | 25 |
| 2016 Junio | 19 | 13 | 32 |
| 2016 Mayo | 27 | 2 | 29 |
| 2016 Abril | 18 | 8 | 26 |
| 2016 Marzo | 43 | 3 | 46 |
| 2016 Febrero | 22 | 4 | 26 |
| 2016 Enero | 27 | 8 | 35 |
| 2015 Diciembre | 22 | 3 | 25 |
| 2015 Noviembre | 22 | 0 | 22 |
| 2015 Octubre | 34 | 7 | 41 |
| 2015 Septiembre | 30 | 5 | 35 |
| 2015 Agosto | 31 | 2 | 33 |
| 2015 Julio | 40 | 7 | 47 |
| 2015 Junio | 17 | 4 | 21 |
| 2015 Mayo | 20 | 3 | 23 |
| 2015 Abril | 16 | 10 | 26 |
| 2015 Marzo | 26 | 2 | 28 |
| 2015 Febrero | 19 | 8 | 27 |
| 2015 Enero | 41 | 1 | 42 |
| 2014 Diciembre | 56 | 7 | 63 |
| 2014 Noviembre | 41 | 1 | 42 |
| 2014 Octubre | 54 | 1 | 55 |
| 2014 Septiembre | 61 | 0 | 61 |
| 2014 Agosto | 53 | 1 | 54 |
| 2014 Julio | 54 | 9 | 63 |
| 2014 Junio | 77 | 2 | 79 |
| 2014 Mayo | 37 | 4 | 41 |
| 2014 Abril | 33 | 2 | 35 |
| 2014 Marzo | 45 | 4 | 49 |
| 2014 Febrero | 49 | 4 | 53 |
| 2014 Enero | 54 | 4 | 58 |
| 2013 Diciembre | 61 | 3 | 64 |
| 2013 Noviembre | 32 | 1 | 33 |
| 2013 Octubre | 35 | 3 | 38 |
| 2013 Septiembre | 27 | 4 | 31 |
| 2013 Agosto | 45 | 3 | 48 |
| 2013 Julio | 38 | 2 | 40 |
| 2013 Junio | 1 | 0 | 1 |
| 2013 Mayo | 1 | 0 | 1 |
| 2006 Abril | 1165 | 0 | 1165 |
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