TENDENCIA DE LA MORTALIDAD POR CANCER DE PULMON EN ASTURIAS (1976-1989) (Lung Cancer Mortality Trends in Asturias ( 1976 1989))

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Resumen
Fundamento: Se estudia la tendencia seguida por las tasas de mortalidad del cáncer de pulmón en Asturias durante 14 años, con objeto de conocer si presentan el mismo patrón de cambio que ha sido apuntado en varios países.
Método: Para ello se ha realizado un estudio gráfico de las tasas ujustadas y específicas por edad, que incluye un análisis de las cohortes de nacimiento, así como el cálculo del porcentaje promedio anueal de cambio y la razón de sexo.
Resultados: En los hombres destaca el continuo incremento de la mortalidad (porcentaje promedio anual de cambio de las tasas ajustadas por edad de 4,83%) con la única excepción del grupo de 45-54 años que tuvo una variación anual de 1,90%, mientras que en las mujeres se observó una disminución global (-1,18%) salvo en las mayores de 74 años que presentaron una elevación anual de 1,73%. El anlílisis de Cohortes reveló en los
hombres un efecto de cohorte ascendente en todas las generaciones, y descendente en algunas de las mujeres.
Conclusiones: El cáncer de pulmón probablemente seguirá aumentando en Asturias en los próximos años a expensas de los hombres. mientras que en las mujeres parece haberse iniciado un descenso generalizado, sobre todo en las rnás jóvenes, y no es manifiesto el incremento observado en otros países en años anteriores. Serán necesarios otros estudios que investiguen las razones de estas tendencias, y fundamentalmente el seguimiento
de la evolución de los hombres de 45-54 años cuyo incipiente descenso puede indicar un cambio de tendencia que
facilite la comprobación y generación de hipótesis.
Abstract
Background The Trend of lung cancer mortality retes in Asturias during 14 years is studied in order to know whether it shows the samc change pattern described for other countrics.
Methods: With this purpose. a graphic study of adjusted and age specific rates, including und analysis of birth cohorts, is carried out, and the change average percentage per year and the sex rativ are calculated.
Results: In men, thc continuous increasc of mortality stands out (change average percentage per year of age adjusted rates of 4,83% ) with the only exception of the age group of 45-54 years, which had a variation per year of 1,90%, whereas in women, an overall decrease (-1,18%) was observed, with the exception of women older thun 74 years, who showed an increase of 1,73% per year. In men, the cohorts unalysis showed on increasing
cohort effect in nll gcncrations :md a decreasing effect in some women.
Conclusions: Lung cancer will probably go on increase in Asturias in the next years, among men, whereas in wornen, it seems that a generalized decrease has been iniciated mainly in the youngest ones and the, increase, observed in other countries in previons years, is not evident. Additional studies, focused on the reasons for these trends, will be necessary and basically the following up of the cvolution in nlen of 45-54 years, whose incipient decrense may indicate a change of trend, which facilitates hypotesis generation and verification.
Publicado el : viernes, 01 de enero de 1993
Lectura(s) : 27
Fuente : Revista Española de Salud Pública 1135-5727 (1993) Vol. 67 Num. 6
Número de páginas: 10
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No. k+Novicmbre-Diciembre 19% Rev San 1-G: Púb 1093: 67: 365474
TENDENCIA DE LA MORTALIDAD POR CANCER DE PULMON
EN ASTURIAS (1976-1989)
Valentín Rodríguez Suárez (l), Gabriela Alvarez Sánchez (l), Enrique Díaz Ruisánchez (2) y Adonina
García Tardón (1)
(1) Aren de Medicina Preventiva y Salud Ptíblica. Departamento de Medicina. Universidad de Oviedo.
(2) INSALUD. Area Sanitaria VIII. Sama de Langreo.
RESUMEN ABSTRACT
Lung Cancer Mortality Trends in
F~~idtJ0let~f0: Se estudia la tendencia seguida por las ta- Asturias ( 1976 1989)
sas de mortalidad del cáncer de pulmón en Asturias durante 1-l
aíios, con objeto de conocer si presentan el mismo patrón de
Bt~ckgr~~w~di The Trend of lung cancer niortality retes in cambio que ha sido apuntado en varios países.
Asturias during 1-I years is studied in order to know whether it
h~titrxkos: Para ello se ha realizado un estudio gráfico de shows the samc change pattcrn describcd for other countrics.
las tasas ujustadas y especííicas por edad, que incluye un análisis
h~etlwds: With this purpose. :I graphic study of ndjusted de las cohortes de nacimiento, así como el cálculo del porcentaje
and age spccific rates, including und analysis of birth cohorts, is promedio anual de cnmbio y la tazón de sexo.
cnrried out, and the change avemge percentage per year and the
sex rativ are calculated. Ke.srdtc~rko.v: En los hombres destaca el continuo incrc-
mento de la mortalidad (porcentaje promedio anual de cambio Re,srrlts: In men, thc continuous increasc of mortality
de Ias tasas ajustadas por cdad de 4,83%) con Ii1 única excepción
stands out (change avcrage percentage per year of age ndjusted
del grupo de 45-S-l años que tuvo una variación anual de 1,90%,
rates of 4,83 56) with the only exception of the age group of 4%
mientras que en las mujeres se observó una disminución global
5-I years, which had a variation per year of I ,90 c/, whereas in
(-I,I8%) salvo en las mayores de 74 años que presentaron una
women, an overall decrease (-1 ,IS %) was observed, with the
clevnción anual dc 1,73%. El anlílisis de Cohortes reveló en los
exception of women older thun 71 years, who showed an increa-
hombres un efecto de cohorte ascendente en todas las generacio- se of I,73 c/o per year. In men, the cohorts unalysis showed on in-
nes. y descendente en iilgLlIlXi de las mujeres. creasing cohort effect in nll gcncrations :md a decreasing effect
in some women. Cí~ilclrisiot2es: El cáncer de pulmón probablemente se-
guir5 uumentnndo en Asturias en los próximos años u expensas Cmdrsio~x Lung cancer will probably go on incrca-
de los hombres. mientras que en las mujeres parece haberse ini- Gng in Asturias in the next years, umong mcn, whcreas in wo-
ciado un descenso generalizado, sobre todo en las rnås jóvenes, rnen, it seems that II generalized decrease has bcen Iniciad,
y no es manifiesto el incremento observado en otros países en mainly in the youngest ones and the, increase, observed in other
años anteriores. ScrCn necesarios otros estudios que investiguen countrics in previons years, is not evident. Additional studies,
las razones de estas tendencias, y fundamentalmente el segui- focused on the reasons for these trends, will be necessary and
miento de la evolución de los hombres de 45-S-1 años cuyo inci- basically the following up of the cvolution in nlen of 45-S-l
picnte descenso puede indicar un cambio de tendencia que years, whose incipient decrense nlay indicate a change of trend,
facilite la comprobación y generación de hipótesis. which fucilitates hypotesis generation and verification.
Palabras c/uve: Críncer de pulmón. Mortalidad. Tcnden- Key words: Lung Cancer. Mortality. Trend. Period-Age-
cia. Efecto de Cohorte-Edad-Período. Epidemiología. Cohort effect. Epidemiology.
INTRODUCCION
El cáncer de pulmón representa un grave
Correspondencia:
Valentín Rodríguez Sukez. problema, no solamente para el individuo
Arca de Medicina Preventiva y Salud Pública. que lo padece sino también para la colectivi-
Dcpartunlento de Mediclnit. Universidad de Oviedo.
dad a la que pertenece, que debe emplear un Avenida J ulian Cl~~veri;t ‘ . . \/n
33006 Oviedo. oran ntimero de recursos sanitarios para una a V Rodríguez Sudrez et al
de las mayores tasas de mortalidad por ch- enfermedad que por el momento es riípida-
cer de pulmón de todo el Estado (Figura 1)’ men te fatal.
con una Razón de Mortalidad Estandarizada
Pero no es sólo por los recursos por lo
(RME) de 135.42 para los años 1975-l 983 ‘.
que la sociedad se debe interesar, sino tam-
En la actualidad, esta enfermedad representa
bién por los Años Potenciales de Vida Perdi-
la primera causa de muerte en los varones de
dos, que representan las muertes ocurridas
40 a 64 años y la tercera en los de 65 y mAs
prematuramente por este cáncer. 3 años .
Tras varias décadas de aumento constan-
Esta situación de alto riesgo, unida a las
te de las tasas de mortalidad por esta enfer- especiales características de la Comunidad,
medad, en los últimos años se ha informado nos ha impulsado a estudiar la evolución de
de un cambio de la tendencia de las mismas las tasas de mortalidad durante un período de
en la sociedad occidental, con una inversión 14 años y comprobar si la reciente tendencia,
en los hombres y un aumento rápido y cons- mostrada en otros países industrializados,
tante en las mujeres ‘. era seguida o no en nuestro propio medio,
mediante la realización de un estudio epide- Asturias, es una Comunidad Autónoma
miológico descriptivo que incluye un an,?li- del Estado Español con una delimitación
sis grafito de cohortes. cultural, geográfica y medioambiental bien
definida, que presenta tradicionalmente una
FIGURA 1
Cáncer de púlmón. Tasas dc mortalidad ajustadas por edad y sexo por cien mil habitantes.
Evolución cn España (1951-1988) y Asturias (1976-1989). Elaboración propia.
TAsa
100
r
50 55 60 65 70 75 60 85 90
-Hembras Espala -+-Hombres Csturlao
*MuJoros Asturla~
Rev Sm Hig Púb 1993, Vol. 67, NO. 6 466 TENDENCIA DE LA MORTALIDAD POR CANCER DE PULMON EN...
recto (como población de referencia se ha to- MATERIAL Y METODOS
mado la española de 1970). Todas ellas para
ambos sexos y por 100.000 habitan tes. La entidad nosológica estudiada corres-
ponde a la Rúbrica número 162 “Tumor ma- Debido a que la capacidad para explicar
ligno de la tráquea, de los brónquios y del los cambios específicos por edad en las tasas
pulmón” de la 9.” Revisión de la Clasifica- de mortalidad, depende fundamentalmente
ción Internacional de Enfermedades (CIE) ‘. del análisis de cohortes simultáneo para dife-
rentes grupos de edad “, se ha realizado un Los datos sobre defunciones han sido
análisis de la tendencia seguida por las tasas extraidos de los Movimientos Naturales de
de mortalidad, relacionando las específicas la Población Española, para el período l976-
por edad y sexo con el año de defunción, 1986 5, y de la Mortalidad en Asturias, para
edad al morir y cohorte de nacimiento repre- los años 1987-88-89 ‘, lo cual podría conlle-
sentada por el año central de la misma. var alguna diferencia en las tasas por dos ra-
zones: 1) El cambio conocido del equipo que Para conseguirlo, fue preciso desglosar
selecciona y codifica la causa básica de de-
las tasas de mortalidad en cohortes de naci-
función, 2) El Registro de Mortalidad de As-
miento que no estuvieran solapadas “, lo que
turias solo recoge los residentes en Asturias
permite analizar la evolución seguida por
fallecidos en el rimbito territorial de la Co-
una misma cohorte o generación sin confun-
munidad, sin tener en cuenta los asturianos
dirla con otra.
fallecidos por cfincer de pulmón fuera de As-
turias, situación que no se presenta en los da- En nuestro estudio, solo ha sido posible
tos ofrecidos por el Instituto Nacional de representar gráficamente las tasas de morta-
lidad según cohortes de nacimiento no sola- Estadística que separa los fallecimientos por
padas en dos puntos del período, 1976 y lugar de origen. Si bien es posible pensal
1986, debido al relativo corto período de se- que, en una Comunidad Autónoma como As-
turias con poco m&s de un millón de habitantes, guimiento (14 años) impuesto por la falta de
datos según edad publicados con anteriori- estas variaciones pueden revestir importancia,
dad a 1976. la comparación de ambas fuentes revela que
esta diferencia es poco relevante 7.
Se ha valorado así mismo la variación
Los datos de población se han obtenido experimentada por las tasas de mortalidad a
de los Censos decenales de 1970 y 198 1 ’ y lo largo del período de estudio, mediante el
del Padrón Municipal de Habitantes de 1986 ‘. porcentaje promedio anual de cambio en las
Las poblaciones intercensales han sido cal- mismas.
culadas por interpolación geométrica de los
También se ha calculado la razón de sexo
Censos y Padrón para cada grupo de edad y
de las tasas ajustadas, método que permite
sexo “‘. Para los años í987-88-89 se han to-
conocer de manera comparativa la evolución
mado las mismas poblaciones que en 1986,
de la mortalidad por cáncer de pulmón en
por no estar publicados ni disponibles los da-
ambos sexos.
tos del Censo de 199 l y al considerar que se
comete menos error que si se realizaran esas Para las representaciones gráficas se ha
proyecciones. optado por una escala semilogarítmica, ex-
cepto para la representación de la tendencia. Las variables estudiadas han sido: año de
defunción, edad al morir, cohorte de naci-
RESULTADOS miento y sexo del fallecido. A partir de ellas
fue posible calcular las Tasas Brutas Genera-
les, Tasas Específicas anuales por grupos de Las tasas ajustadas por edad para ambos
sexos se presentan en la tabla 1, donde se edad (de 10 en 10 años: 35-44,45-54,..., 7.5
+) y Tasas Estandarizndas por el método di- puede observar con claridad el incremento
Rcv Sm Hig Púb. Val. 67. No. 6 467 TABLA 1
Cáncer dc pulmón. Tasas dc mortalidad ajustadas por edad y sexo por 100.000 habitantes, y razón
dc sexo de las mismas. Asturias 1976-1989
Las tasas de las mujeres son más inesta- progresivo en los hombres y cl estancamien-
to e incluso disminución en las mujeres. Esta bles y por consiguiente miis difíciles de in-
impresion es cowoborada por la razón de se- terpretar. Sin embargo, no parece que exista
xo, que es mayor al final que al principio del tendencia en el grupo de mk de 75 años,
período de estudio. mientras que en cl grupo de 65-74 años las
tasas de los tres últimos allos han caído a ni-
gráfica de esta evo- La representación veles muy inferiores a los que había en 1976.
lucicin en ambos sexos es mostrada en la tli-
gura 2, donde se reafirma la tendencia Los grupos de edad mk jóvenes, si bien
comentada. con tasas inestables, presentan una tendencia
bastante definida; hasta 198 1 eran progresi-
Las tasas específicas por edad se& año vamente crecientes, pero a partir de ese año
de defunci6n pueden verse en la tabla 2, ob- Jisininuycron y, aunque se rnanticnen cons-
servfindose en ambos scxos que la mortali- tantes, no alcanzan los valores de los prime-
dad es sistemáticamente mis elevada en los ros años de observación.
gr~~pos de edad más avanzada. En los hom-
Los resultados anteriores son analizados bres, las tasas de los mayores de G5 años que
discurrían paralelas hasta 1978, a partir de desde otra perspectiva mediante el cálculo
ese año se separan, y aunque muestran am- de la variación de la mortalidad durante el
bos grupos un crecimiento progresivo de la período estudiado (tabla 3), en la que llama
tendencia, esta es más pronunciada en los la atención el porcentaje promedio anual de
mcis viejos. En cuanto a otros grupos de cambio en las tasas de los hombres de 45-54
años, con un crecimiento anual inferior al del edad, cs de destacar que los hombres de 45-
resto de los grupos. La variación experimen- 54 años presentan un patrón temporal ines-
tada por las tasas ajustadas durante todo el perado con una inversión de la tendencia en
peri’odo fue similar a la de las tasas específi- los tres últimos años.
llcv San f-iig PUb 1993, Val. 67, No. 6 46X TENDENCIA DE LA MORTALIDAD POR CANCER DE PULMON EN...
FIGURA 2
Cáncer de pulmón. Tasas de mortalidad ajustadas por edad y sexo por cien mil habitantes.
Tendencia. Asturias 19761989
+ Hombres Asturha +MUjare~ Asturias
TABLA 2
Cáncer dc pulmón. Tasas de mortalidad específicas por edad y seso por 100.000 habitantes.
Asturias 19761989
Ho~dm.~ MiljCVK~
AliO I I
> 7s 35-44 45-53 5 35-44 45-54 55-64 6.5-74
296,35 SI,61 1976 7.28 43,46 133,46 277,53
289,62 S6,26 1977 8,96 49,67 l46,70 278,83
155,71 345,54 300,97 38,20 1978 6,13 SI,60
379,8 1 24,49 1979 17,28 6549 Igl,89 302,8S
412,63 58.89 1980 ll,28 57,88 I68,90 408,20
433,66 45.37 1981 8,13 72,43 I73,24 356,80
20,66 61,40 207,70 383,36 420,94 57,42 1982
70,69 160,27 365,40 378.7 I 47.46 1983 6,2 1
1984 16,70 659 I 230,o I 426,58 so3.os S8,49
31,88 1985 8,90 72,84 169.10 393,36 5.58.7 I
451.19 ti<),12 1986 13,os 80,19 !60,64 375,77
SS 1.45 49.66 1987 10.15 62,89 211,7s 454,88
I X4,00 420,27 642,60 Sc),12 1988 23,20 59,75
13,os SS,03 235, Il 482,08 s I9.55 Al,48 1989
469 12~ San Hig Púb, Vol. 67, No. 6 V Rodríguez Sdrez et al
TABLA 3 el total de la población (tasas ajustadas) y pa-
Cáncer de pulmón. Porcentaje promedio anual ra casi todas las edades, excepto para las ma-
dc cambio en las tasas específicas, ajustadas
yores de 75 años.
por edad y sexo. Asturias 19761989
La evolución seguida por cada cohorte
de nacimiento según la edad al morir, es pre-
sentada en la figura 3. En los hombres es claro
35-44 SJí6 un efecto de cohorte ascendente, es decir, las
45-54 1,90 tasas específicas por edad son mayores según
55-64 5,44 la cohorte o la generación sea m5s joven.
65-74 $26
En las mujeres este efecto no es tan claro
$64 75 9
y, aunque se mantiene para las primeras ge-
TOTAL 4,83
neraciones, muestra en alguna de ellas una
inversión de la tendencia con efecto de co-
TOTAL = Todas las edades (Tam ajustdas). horte descendente, esto es, las generaciones
mlís jóvenes tienen tasas más bajas que las
anteriores.
cas para cada grupo de edad, exceptuando e
DISCUSION
grupo de edad comentado anteriormente.
La evolución temporal de la mortalidad También es de destacar el promedio de
por cancer de pulmón ha sido muy estudiada cambio en las mujeres, que fue negativo para
FIGURA 3
Crínccr dc pulmón. Tasas dc mortalidad rtspccíf¡Ws por cdad y sexo por cien mil habitnatcs.
ISvolucióu dc 13s cohortes dc uacimicnto scgUu I;t cdxl ;II morir. rhturias 1976-l 989
TASAS MUJERES TASAS HOMBRES
- 1000 lOOO-
O,l O*lm ’ ’ ’ ’ ’ * ’ ’ ’ ’ ’ * ’ I&nn-44~mn-s4ptf4fb-m4 nw-44&-444b-b4ub-Hab-f4fb-IW .
GRUPOS DE EDAD
liev San Hig I’úb 1993, Vd. 67, NO. 6 470 TENDENCIA DE LA h4ORTALIDAD POR CANCER DE PULMON EN...
en los últimos años, en un intento de conoce’. casos) y descendente en las generaciones
mejor la distribución de la enfermedad de más recientes de mujeres (a partir de 1916).
acuerdo a diversos factores. Kurihara ” estu-
Bolumar ” también estudió en España la dió la tendencia seguida por las tasas de mor-
evolución de las tasas ajustadas durante el
talidad de cáncer de pulmón en veinticuatro
período 195 l- 1985, encontrando una ten-
países, basando su análisis fundamentalmen-
dencia similar a la de Asturias en ambos sexos.
te en el cálculo del porcentaje de variación
Es importante el hecho de que el incremento
de las tasas ajustadas y específicas por edad,
total de la mortalidad en mujeres para su pe-
tanto para el período total de estudio (1954-
ríodo de estudio fuera del 79 %, mientras
1979) como para otros dos (1954- 1969 y
que Vioque ” en el período 195 l- 1980 (5
1970- 1979) resultantes de la división del an-
años menos) encontró un incremento del 89 %,
terior, lo cual proporciona una idea de la ve-
lo que quiere decir que en España disminu- locidad de cambio experimentado. Es de
yeron las tasas en las mujeres durante los úl-
destacar que entre los veinticuatro países, só-
timos años, al igual que ocurrió en Asturias.
lo Portugal en hombres mostró un incremen-
to anual superior en el segundo período con La fa1 ta de tendencia en mujeres ya había
respecto al primero, sugiriendo de manera sido apuntada por Bosch “‘al estudiar las ta-
clara que, aunque la mortalidad por cánce’ sas de mortalidad por cáncer en el área muni-
de pulmón sigue aumentando en todos los cipal de Barcelona en el período 1960-78, a
países, se est,î produciendo una desacelera- pesar de que la población observada no era
ción generalizada, siendo ésta más acusada representativa de todas las edades y estratos
en Austria, Finlandia, Inglaterra y Gales, Es- sociales, estando excluida parte de la pobla-
cocia e Israel. Sin embargo, en lo que con- ción inmigrante joven y de un nivel socioe-
cierne a las mujeres, un grupo de países conómico más desfavorecido.
tuvieron mayores tasas en el segundo perío-
Recientemente se ha publicado en nues- íl0 -Finlandia, Canadá, Estados Unidos,
tro país un interesante trabajo sobre la mor- Dinamarca y Escocia- lo que traduce un
talidad de cáncer en España l7 en el que progresivo aumento del cáncer de pulmón en
también se constata un aumento progresivo este sexo. En definitiva, según los resultados
en hombres, salvo en los mk jóvenes (20-29 de este estudio, no hay patrones claramente
años) que, si bien induce a interpretar como definidos y es difícil establecer un nexo de
LIII inicio de estabilización, es aventurado unión entre los países, presentando diferen-
afirmarlo, ya que las tasas a esas edades son tes tendencias de mortalidad comunidades
muy inestables. En las mujeres son de desta- próximas geogrática y culturalmente.
car efectos de cohorte y de período descen-
Otro estudio que se aproxima de manera dentes en los últimos años, situación que
similar a la mortalidad por cáncer de pul- difiere claramente de muchos países indus-
món, es el realizado por Vioque ‘-’ en la po-
trializados y que por el momento plantea di-
blación española, en el que observa un ficultad para su explicación.
aumento de las tasas entre los hombres de to-
das las edades y una estabilización e incluso Otro país con una evolución similar a la
disminución entre las mujeres de meno’ de Asturias es Italia. Mastrandrea ” analizó
edad. Si bien la razón de sexo encontrada fue el período 1950- 1979, encontrando un incre-
de 7 frente a 1 l,5 de nuestro estudio, hay gue mento de cinco veces entre los hombres y so-
considerar que SLI último año de observación lamente de dos entre las mujeres, con una
fue 1980, momento en el que en Asturias era razón de sexo que pasó de 3,78 a 8,65. Es de
de 7.5. El analisis de cohortes tiene una in- destacar una estabilización de la tendencia
terpretación similar: efecto de cohorte ascen- de los hombres de menos de 40 años (naci-
dente en los hombres de todas las generaciones dos después de la cohorte de 1925) y una inci-
(excepto para la de 1956, basada en pocos piente inversión, a pesar de las fluctuaciones,
Rcv San l-lig Púb, Vo¡. 67, No. 6 471 V Rodríptez Sudrez et al
de las mujeres menores de 50 años, lo que cho, el argumento que hace suponer una ele-
lleva al autor a predecir un descenso genera- vación progresiva de las tasas, es la generali-
lizado de las tasas de las mujeres italianas zación del hábito de fumar entre las mujeres
hacia el año 2000. españolas durante las dos Ultimas décadas.
Sin embargo, es preciso tener en cuenta la
En Suiza, Levi ” estudió el período
introducción del filtro y la disminución del
195 l- 1984, observando un aumento de las
contenido en alquitrán de los cigarrillos du-
tasas tanto en hombres como en mujeres, con
rante este período, Esta diferente evolución una razón de sexo uniforme de aproximada-
de la mortalidad por cáncer de pulnkn en las
mente 10. A partir de 1960 comenzaron a es-
mujeres asturianas y españolas, por el mo-
tabilizarse las tasas de los hombres más
mento plantea una gran dificultad para su ex-
jóvenes, siguiendo la misma evolución los
plicación.
demL?s grupos de edad durante los años 70.
En el último período (1980- 1984) se dejó en- En cuanto al amílisis de cohortes, la im-
trever una disminución moderada y también posibilidad de obtener mtís de dos puntos de
inconsistente de la tendencia en el grupo de referencia debido a los datos facilitado por
35-54 años. las estadísticas del Movimiento Natural de la
Población, que no permiten su desagrega-
De la comparación con los estudios ante-
ción en menos de diez años, hace disminuir
riores puede deducirse que Asturias se sitúa
su potencial beneficio. Sin embargo, a pesar en ei grupo de países, en los que la mortali-
de esta dificultad, se creyó necesario reali- dad por críncer de pulmón en hombres conti-
zarlo porque su representación @ica per- núa aumentando, mientras que en mujeres
mite poner de manifiesto la tendencia de la
incluso disminuye. No obstante, es preciso
mortalidad, seguida por las distintas genera- tener en cuenta el descenso observado en los
ciones en ambos sexos y una mejor com- hombres de 45-54 años, lo cual parece indi-
prensión de la responsabilidad de las car una estabilización de la tendencia en los
variables estudiadas. Asi, en hombres, el he- <TL‘upos de edad más jóvenes, si bien requiere z cho de que la mortalidad sea más alta cuanto
una interpretación cuidadosa. En primer lu-
mayor es la edad y anterior la generación,
gar este descenso no es claramente observa-
habla en favor de un efecto combinado de do en el grupo de 35-44 años y en segundo el
edad y período, mientras que en las mujeres método de valoración del cambio experi-
es manifiesto el efecto de edad pero no así el mentado por las tasas tiene sus limitaciones,
de período, ya que para algunos grupos de
como presentar oscilaciones importantes se-
edad se observa un efecto de cohorte descen-
(Tún sean las tasas de los extremos del perío- 2 dente. Esto puede deberse a dos motivos:
do 0 asumir una variación lineal constante a
primero, que el número de muertes es escaso lo largo del mismo. Sin embargo, la progresi-
y por tanto las tasas son mGs inestables, y se-
va disminución de los tres últimos años de
gundo, que los factores de exposición que en observación, parece suficientemente impor-
hombres parecen ser más frecuentes confor- tante como para seguir de manera atenta la
me el período es más próximo, no lo sean en
tendencia de este grupo de edad.
mujeres (hábito de fumar, contenido en al-
En Asturias, como en España e Italia, se quitrán de los cigarrillos, exposiciones labo-
observa en las mujeres una falta de tenden- rales, etc).
cia, incluso una inversión de la misma en los
Desde una perspectiva puramente esta- últimos años. Este patrón no parece haberse
producido con anterioridad en otros países dística, el análisis de cohortes no solapadas
tiene limitaciones y no resuelve el tradicio- que actualmente presentan altas tasas, por lo
nal problema de separar los efectos indepen- que es aventurado decir que la mortalidad
dientes de la edad de los individuos, del por crincer de pulmón en las mujeres asturia-
nas debe seguir una tendencia similar. De he- período en que se encuentran y de la genera-
Rev Sm Hig híb 1993, Val. 67, NO. 6 472 TENDENCIA DE LA MORTALIDAD POR CANCER DE PULMON EN...
3. ción a la que pertenecen *“, Este problema de Principado de Asturias. Mortalidad en Astu-
rias 1989. Oviedo: Servicio de publicacio- identificación es debido a la dependencia
nes del Principado de Asturias, 199 1. que cada variable tiene con las otras doc, de
forma que, siendo conocidos dos paráme- 4. Organización Panamericana de la Salud.
tros, el tercero viene dado: Clasificación Internacional de Enfermeda-
des. Revisión 1975. Volumen 1. Washing-
AÑO DE NACIMIENTO = AÑO DE ton: OPS, 1978.
DEFUNCION - EDAD AL MORIR
5. Instituto Nacional de Estadística. Movi-
Nosotros creemos que Ia mejor solución miento Natural de la Población, 1976 1986.
Madrid: INE, 1970- 1980. esti en el conocimiento previo del problema
y no solamente en el análisis estadístico. La 6. Principado de Asturias. Mortalidad en Aslu-
interpretación de los resultados dependerá rias 1987, 1988, 1989. Oviedo: Servicio de
por lo tanto de la información disponible, del Publicaciones del Principado de Asturias,
sentido común y de la reflexión además de la 1989,1990,1991.
signiticación estadística.
7. Instituto Nacional de Estadística. Defuncio-
ncs según la Causa de Muerte 1988, 1989. La metodología empleada nos ha permi-
Tomo II. Resultados por Comunidades Au- tido describir la evolución cronológica se-
tónomas. Madrid: INE, 1992.
wida por el cáncer de pulmón en Asturias a 3
8. Instituto Nacional de Estadística. Censo de través de su mortalidad, así como predecir
la Población 1970, 198 1. Madrid: INE, culí1 puede ser en el futuro cercano. También
1974, 1984. se ha podido confrontar los resultados con
aquéllos obtenidos en otras sociedades que 9. Instituto Nacional de Estadística. Padrón
Municipal de Habitantes. 1 de abril de habían comenzado a mostrar un cambio de
1986. Características de la Población de As- tendencia que en Asturias parece lejos de ini-
turias. Madrid: INE, 1987. ciarse.
10. Benhamou E, Laplanche A. Estimation de la
Es de esperar que los resultados de este
population à risque entre deux rccense-
estudio puedan contribuir a una mejor plani-
ments pour le calcul d’un laux d’incidcncc
ficación de los servicios sanitarios relaciona- ou de mortalité par canccr: comparaison dc
dos con el cAncer de pulmón en Asturias. Su quatre méthodes. Rev Epidem Sant6 Publ
puesta al día sistemática permitirá establecer 199 1; 39: 7 l-77.
un sistema de vigilancia epidemiológica que
11. Kleinbaum DC, Kupper Ll, Morgcnstcrn f-1.
posibilitarrí detectar precozmente un cambio Epidemiologic Rcsearch: Principlcs and
de tendencia, situación que facilitará la com- Quantitative Methods. New York: Van Nos-
probación y generación de hipótesis. trand Reinhold, 1982.
12. Boyle P, Robcrtson C. Statistical Modcling
AGRADECIMIENTOS of Lung Canccr and Laryngeal Cancer lnci-
dente in Scotland, 1960- 1979. Am J Epidc-
mio1 1987; 125: 73 l-744. A todo el personal del Area de Medicina
Preventiva y Salud Pública de la Universi- 13. Kurihara M. Trends in Lung Canccr Morta-
dad de Oviedo. lity in 24 Countries. Gann Monograph on
Canccr Research 1987; 33: 45-54.
BIBLIOGRAFIA 14. Vioque J, Bolumar E Trcnds in Mortality
from Lung Cancer in Spain, 195 I-80. J Epi-
I. Doll R. Peto R. Thc Causes of Canccr. J dcmiol Comm Health 1987; 4 1: 74-78.
Natl Canccr Inst 1981; 66: 1191-1308.
15. Bolumar F, Vioque J, Cayuela A. Changing
2. Ministerio de Sanidad y Consumo. Atlas de Mortality Patterns for Major Canccrs in
Mortalidad Evitable en España. Madrid: Spain, 1951-1985. Int J Epidemial 1991;
Ministerio dc Sanidad y Consumo, 1989. 20: 20-25.
Rev San l-lió Púb, Vol. 67, No. 6 47.3 i6. Bosch FX, Orta J, García A, Juvanct J, 18. Mastrandrca V, La Rosa F, Cresci A. Trends
Camprodon A, Pumarola A, Canccr Morta- oflung Cancer Mortality in Italy in relation
lily in Barcelona 1960-197X. Int J Epide- to consumption of Tobncco products. Am J
mio1 1982; ll: 46-48. Epidcmiol 1984; 120: 257-64.
19. Lcvi F, Dccarli A, La Vecchia C. Tren& in
17. López-Abcntc Ortega G, Polkín Santamaría
Canccr Mortality in Switzcrland, 195 l-1 984.
M, Ruiz Tovar M, Jiménez Rodríguez M,
Rev Epidem Sant6 Publ 1988; 36: 15-25.
Vázquez Vizoso E La mortalidad por cán-
cer cn España 1952-1984: Efecto dc la 20. Osmond C. Gardncr J. Age, Pcriod and Co-
hort Modcls. Non Ovcrlapping Cohorts dad, dc la cohorte dc nacimiento y del pe-
ríodo dc mucrtc. Madrid: Centro Nacional don’t rcsolvc thc idcntii‘icntion problcm.
Am J Epidcmiol 1989; 129: 3 l-35. dc EpidcmioloSía, 1992.
Rev San Hig Púb 1993, Vol. 67, No. 6

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