La influencia de las desigualdades socioeconómicas en la salud, y en concreto en el cáncer, ha sido analizada tanto en el ámbito nacional como en el internacional, evaluando resultados tales como la mortalidad, el acceso y la prestación sanitaria o la participación en programas de cribado, entre otros1–6. Los datos muestran que la mortalidad es más elevada en las zonas socioeconómicamente más desfavorecidas1–4 y que existe una variabilidad en el acceso a tratamientos5,6 y en las tasas de los programas de cribado5. Estas desigualdades tienen un impacto en el ámbito sanitario, asociado al mayor uso de recursos sanitarios7.

Los índices de privación constituyen una de las metodologías más empleadas para estudiar estas desigualdades. Estos índices trasladan el concepto de la falta de recursos a pequeñas áreas geográficas y aportan una manera de clasificar los territorios según su nivel de privación.

Desde los años 1980 se han desarrollado varios índices. Los más utilizados son, en el ámbito internacional, el de Townsend8, el de Carstairs y Morris9, el de Jarman10, el Index of Multiple Deprivation11 y el European Social Deprivation Index12, y en España el Índice de Mortalidad en Áreas Pequeñas Españolas y Desigualdades Socioeconómicas y Ambientales (MEDEA)13 y el Índice de Privación 2011 de la Sociedad Española de Epidemiología (IP2011)14.

Al igual que se ha hecho en otras regiones de España15,16, en el País Vasco se elaboró un índice de privación basándose en el MEDEA13, empleando datos censales, con el objetivo de poder estudiar las desigualdades en salud de una manera adaptada al contexto local. Sin embargo, existen pocos estudios publicados hasta ahora sobre la relación del índice de privación y el cáncer en el País Vasco17.

El objetivo del presente estudio fue comprobar si hay diferencias en la mortalidad, los reingresos y las recidivas en dos cohortes, de cáncer colorrectal y de cáncer de mama, en función del nivel socioeconómico, medido a través del índice de privación del País Vasco.

Los datos utilizados para este artículo proceden de dos cohortes de pacientes. En la primera, se reclutaron pacientes diagnosticados de cáncer colorrectal tratados quirúrgicamente, en ocho hospitales del Servicio Vasco de Salud, entre junio de 2010 y diciembre de 2012. Los hospitales participantes fueron los siguientes: Hospital Galdakao-Usansolo, con 481 camas y cobertura de 330.000 habitantes; Hospital Universitario Araba, con 806 camas y cobertura de 340.000 habitantes; Hospital Universitario Basurto, con 697 camas y cobertura de 370.000 habitantes; Hospital Universitario Cruces, con 981 camas y cobertura de 170.000 habitantes de referencia; Hospital Universitario Donostia, con 1034 camas y cobertura de casi 400.000 habitantes; Hospital Bidasoa, con 96 camas y cobertura de 79.000 habitantes; Hospital de Mendaro, con 11 camas y cobertura de 76.000 habitantes; y Hospital de Zumárraga, con 118 camas y cobertura de 95.000 habitantes. Los pacientes fueron incluidos si tenían diagnóstico de cáncer de colon o recto, habían sido intervenidos y habían firmado el consentimiento informado. Los criterios de exclusión fueron tener cáncer in situ; tumores inoperables por su estadio avanzado, su tamaño, o por la presencia de metástasis; una afección mental o física grave que impidiera responder a los cuestionarios, o enfermedad terminal.

La segunda cohorte estuvo formada por mujeres con tumores de mama diagnosticados mediante biopsia, seleccionadas de manera consecutiva en seis hospitales del Servicio Vasco de Salud entre abril de 2013 y mayo de 2015. Los hospitales participantes fueron los siguientes: Hospital Galdakao-Usansolo, Hospital Universitario Araba, Hospital Universitario Basurto, Hospital Universitario Cruces, Hospital Universitario Donostia e Instituto Onkologikoa. Se incluyeron pacientes con cáncer de mama sintomático, así como con cáncer de mama de cribado y de intervalo. Los criterios de exclusión fueron tener diagnóstico de sarcoma, linfoma o carcinoma inflamatorio; recurrencia del cáncer de mama; enfermedad terminal, o una condición mental o física grave que impidiera participar en el estudio.

En ambas cohortes, los pacientes fueron seleccionados de las listas de espera quirúrgicas e invitados a participar. Todos firmaron el consentimiento informado antes de ser incluidos. Los proyectos fueron aprobados por los comités de ética de los hospitales participantes. En publicaciones anteriores se ofrecen más detalles sobre los estudios18,19.

En este estudio participaron dos cohortes, una con 2549 pacientes con diagnóstico de cáncer colorrectal y otra con 1090 pacientes con cáncer de mama. Los datos sociodemográficos, los antecedentes y los datos clínicos basales de ambas cohortes, totales y por quintiles del índice de privación, se presentan en las tablas S1 y S2 del Material Suplementario.

Se evaluó la relación del índice de privación con los diversos potenciales predictores de los parámetros de resultados estudiados (recidiva, reingreso y mortalidad) en los análisis univariantes. En la cohorte de cáncer colorrectal, el índice de privación no mostró relación con ninguno de los tres parámetros de resultados estudiados en ninguno de los dos periodos de seguimiento, aunque sí se observaron mejores resultados para el quintil 1, de mejor nivel socioeconómico (tablas 1 y 2). En el cáncer de mama se encontró una asociación estadísticamente significativa entre el índice de privación y la recidiva, siendo más elevada en los quintiles 1 y 5 (p=0,001), así como en la probabilidad de reingreso, siendo mayor en los quintiles 1, 2 y 3 (p=0,001) (tabla 3).

En los análisis multivariantes, en la cohorte de pacientes intervenidos de cáncer colorrectal no se encontraron diferencias según el índice de privación en ninguno de los resultados estudiados a los 2 ni a los 5 años de seguimiento (tabla 4). Adicionalmente, del resto de las covariables estudiadas mostraron relación con la mortalidad el incremento de la edad (OR: 1,05 y 1,06 para la mortalidad a 2 y 5 años, respectivamente), el incremento de la puntuación en el índice de Charlson (OR: 1, 24 y 1,30 para la mortalidad a 2 y 5 años, respectivamente), el peor estadio TNM (OR: 12 y 12,52 para la mortalidad a 2 y 5 años, respectivamente, en el estadio IV) y el mayor número de días de ingreso (OR: 1,02). En cuanto a los reingresos a los 2 años, mostraron una relación estadísticamente significativa el resultado de la cirugía (OR: 1,66 y 2,57 para las categorías 1 y 2 del resultado de la cirugía, respectivamente), el peor TNM (OR: 1,03 para el estadio III y 2,90 para el estadio IV) y el riesgo ASA IV (OR: 1,99). Por otro lado, ser mujer (OR: 0,83), con menor probabilidad de reingresar, el TNM III (OR: 1,35) y IV (OR: 3,74), y el mayor número de días de ingreso (OR: 1,03) mostraron una relación con los reingresos a los 5 años tras la cirugía. En cuanto a las recidivas a los 2 años, fueron predictores el índice de Charlson (OR: 1,14), el resultado de la cirugía (OR: 2,17 y 2,70 para las categorías R1 y R2, respectivamente), el estadio TNM (OR: 3,71, 7,65 y 14,38 para los estadios II, III y IV, respectivamente) y los días de ingreso (OR: 1,01). Por último, en las recidivas a los 5 años las variables predictoras fueron el índice de Charlson (OR: 1,11), el resultado de la cirugía (OR: 2,01 y 2,41 para las categorías R1 y R2, respectivamente) y el estadio TNM (OR: 2,25, 5,17 y 10,50 para los estadios II, III y IV), respectivamente.

En las pacientes con cáncer de mama no se encontró ninguna diferencia estadísticamente significativa en ninguno de los eventos adversos estudiados según el índice de privación (tabla 5). En cuanto al resto de las covariables estudiadas, en la mortalidad a 2 años mostraron una relación el tener mayor edad (OR: 83,71 para las pacientes mayores de 70 años), el grado de diferenciación del tumor (OR: 27,35) y el peor estadio (OR: 7,72 y 83,71 para los estadios III y IV, respectivamente). En la recidiva a 2 años, la edad (OR: 0,19 para pacientes entre 50 y 70 años), con menor riesgo, el grado de diferenciación del tumor (OR: 3,81), haber tenido un tratamiento no quirúrgico previo a la cirugía (OR: 3,15) y el peor TNM (OR: 2,75 y 25,32 para los estadios III y IV, respectivamente) fueron las variables en las que se observó una relación significativa. En los reingresos a 2 años, únicamente el grado de diferenciación (OR: 1,44) y el tratamiento no quirúrgico previo a la cirugía (OR: 0,44), teniendo menos riesgo, mostraron significación estadística.

En cuanto a la capacidad predictiva, los modelos mostraron buenos resultados, siendo el AUC de 0,79 y 0,78 para la mortalidad a 2 y 5 años, respectivamente; de 0,68 para los reingresos y de 0,73 para la recidiva, tanto a 2 y 5 años en ambos parámetros de resultados, en la muestra de cáncer colorrectal. En el cáncer de mama, el AUC fue de 0,92 para la mortalidad, de 0,87 para la recidiva y de 0,62 para los reingresos a 2 años.

En este estudio realizado en el ámbito clínico, en el que se ha contado con dos cohortes relativamente grandes de pacientes con los cánceres más frecuentes (cáncer de mama y cáncer de colon y recto), no se han encontrado diferencias según el índice de privación en los principales eventos adversos, tales como mortalidad, recurrencia del cáncer o reingresos, en ninguna de las dos cohortes.

Los resultados de los que se dispone sobre la relación entre el índice de privación y el cáncer, específicamente en cuanto a mortalidad, reingresos y recidivas, no son homogéneos. Algunos estudios encuentran una asociación entre el índice de privación y la mortalidad en el cáncer colorrectal2,23,24, con mayor mortalidad en las zonas más desfavorecidas, pero otros, como el de Miki et al.25 con distintos tipos de cáncer, no encuentran ninguna asociación, tal como ha sucedido en el estudio aquí descrito. En el estudio de Núñez et al.23, realizado con pacientes con cáncer colorrectal, únicamente se encontró una disminución de la supervivencia en hombres durante el primer año, pero no se tuvo en cuenta la comorbilidad que presentaban los pacientes, lo cual fue una de las limitaciones del estudio. En cambio, en otro estudio realizado en los Estados Unidos de América26 se halló que la realización de una cirugía oncológica compleja en un hospital de alta calidad no se asociaba con diferencias significativas en la mortalidad entre las personas que vivían en los barrios más desfavorecidos y las que vivían en los menos desfavorecidos, mientras que en los hospitales de baja calidad, los pacientes que vivían en las zonas más desfavorecidas tenían una mortalidad ajustada al riesgo significativamente mayor que los de las zonas menos desfavorecidas. Los autores concluyen sugiriendo que las iniciativas para aumentar el acceso a las derivaciones a hospitales de alta calidad para pacientes con altos niveles de privación pueden mejorar los resultados y contribuir a mitigar las disparidades. En nuestro estudio podemos considerar que la dotación tecnológica y humana de los hospitales participantes es similar en cuanto a su calidad, lo cual podría explicar esta ausencia de diferencias según el nivel de privación.

Algo similar ocurre para las recidivas, pues hay estudios que encuentran una relación entre las desigualdades socioeconómicas y la probabilidad de que el cáncer de mama reaparezca27, y otros, realizados en distintos tipos de cáncer, no observan asociación entre estas dos variables28,29. En el estudio de Tohmasi et al.28 se concluye que un sistema de atención sanitaria integrado y de acceso igualitario puede ser eficaz para mitigar las disparidades en la supervivencia del cáncer de pulmón que suelen estar presentes en otras poblaciones. Esto apoyaría nuestros resultados si aceptamos que los hospitales participantes en nuestro estudio tienen un acceso igualitario y una calidad técnica similar.

Finalmente, no se han identificado estudios en los que se haya analizado la relación entre el índice de privación y los reingresos en el cáncer colorrectal o de mama, pero sí en otros tipos de cáncer. Al igual que en la mortalidad y en las recidivas, los hallazgos son dispares30,31.

Esta ausencia de homogeneidad en los resultados de los estudios realizados hasta ahora puede deberse a multitud de factores relacionados con las variables estudiadas, los diseños de los estudios o la metodología de medición de la privación, entre otros.

Si bien es cierto que el estudio de las desigualdades económicas puede tener en cuenta los factores de residencia y contextuales como determinantes de la salud, la relación entre dichos factores y los eventos adversos en los pacientes con cáncer es compleja. Por tanto, es preciso evaluar el impacto de otras variables, como factores relacionados con los sistemas de salud, la tasa de participación en los programas de cribado, así como variables más puramente clínicas.

Tal como se ha sugerido en otro artículo32, recoger sistemáticamente en los cuadros de mando indicadores que permitan medir desigualdades socioeconómicas en el acceso, el uso y los resultados en salud por nivel socioeconómico, permitiría identificar las secciones con situaciones socioeconómicas más desfavorables e introducir las correcciones oportunas.

Las fortalezas de este estudio residen, por un lado, en la disponibilidad de dos cohortes diferentes con tamaños muestrales grandes y con un seguimiento a medio-largo plazo tras el diagnóstico, en las que se ha recogido una gran cantidad de información clínica desde el inicio y durante el seguimiento. Por otro lado, ha sido posible hacer una estimación de la relación entre el índice de privación y los cánceres colorrectal y de mama de manera local en el País Vasco, permitiendo la evaluación del impacto de la situación socioeconómica en variables relevantes, tales como la mortalidad, la recidiva y los reingresos.

Las principales limitaciones de este estudio son, por un lado, que se trata de una muestra de una comunidad autónoma, por lo que sus resultados no son generalizables al resto del territorio nacional. En segundo lugar, la pérdida de pacientes en el seguimiento puede haber influido en los modelos creados para las distintas medidas de resultado. En tercer lugar, al utilizar el índice de privación, tal como está construido, la asignación del quintil de privación no se realiza por individuo sino por zona censal, lo que puede generar una pérdida de información de variables más individuales o contextuales. Por último, parte de los datos analizados provienen de pacientes incorporados a la cohorte hace varios años, y el nivel socioeconómico asignado a las secciones censales ha podido cambiar; no obstante, análisis internos realizados por el Departamento de Salud del Gobierno Vasco confirman la estabilidad del quintil socioeconómico en la mayoría de las secciones censales a lo largo de los años, a excepción de zonas donde ha habido cambios urbanísticos, como barrios de nueva creación, pero en cualquier caso son cambios progresivos.

En resumen, a pesar de la ausencia de diferencias significativas en las dos cohortes estudiadas, la evaluación de la relación entre los eventos adversos por cáncer mediante el estudio de las desigualdades socioeconómicas según áreas pequeñas puede constituir una herramienta para valorar intervenciones de salud pública dirigidas a identificar desigualdades en el acceso al tratamiento del cáncer en España.

Datos disponibles solicitándolos a la autora para correspondencia. Las restricciones al depósito de datos públicos se deben a la privacidad de los datos de los pacientes que han participado en las dos cohortes.

Salvador Peiró.

La autora principal (garante responsable del manuscrito) afirma que este manuscrito es un reporte honesto, preciso y transparente del estudio que se remite a Gaceta Sanitaria, que no se han omitido aspectos importantes del estudio, y que las discrepancias del estudio según lo previsto (y, si son relevantes, registradas) se han explicado.

Concepción y diseño del estudio: J.M. Quintana, S. García-Gutiérrez, U. Aguirre y N. González-Hernández. Análisis de los datos: M.J. Legarreta, U. Aguirre, N. Larrea y E. Millán. Interpretación de los datos: todos los autores. Escritura del artículo: N. González-Hernández. Revisión crítica y aprobación del manuscrito: todos los autores.

Queremos dar las gracias a los pacientes participantes que voluntariamente tomaron parte en este estudio. También expresamos nuestro agradecimiento a los médicos y a todos los entrevistadores de los hospitales participantes: Hospital Universitario Araba, Hospital Universitario Basurto, Hospital Universitario Cruces, Hospital Universitario Donostia, Hospital Universitario Galdakao-Usansolo, Onkologikoa, Hospital Bidasoa, Hospital de Mendaro y Hospital de Zumarraga, por su inestimable colaboración en el reclutamiento de pacientes, y al Comité de Investigación de los hospitales participantes. Asimismo, agradecemos a Imanol Montoya, del Departamento de Salud del Gobierno Vasco, su ayuda en el análisis de la estabilidad del índice de privación en el País Vasco.

Este trabajo fue financiado en parte por el Instituto de Salud Carlos III en los proyectos PS09/00314, PI09/90490, PI09/90397, PI12/01842, PI12/02493 y PI13/01692 y las redes temáticas –REDISSEC (Red de Investigación en Servicios de Salud en Enfermedades Crónicas, RD16/001/001 y RD16/0001/0009) y RICAPPS (Red de Investigación en Cronicidad, Atención Primaria y Promoción de la Salud, RD21/0016/0017 y RD21/0016/0011)–; el Departamento de Salud del País Vasco (2010111098 y 2012111045); KRONIKGUNE, Centro de Investigación de la Cronicidad (KRONIK 11/006); y el Fondo Europeo de Desarrollo Regional. Estas instituciones no tuvieron ninguna otra función en el diseño del estudio, en la recogida, análisis o interpretación de los datos, en la redacción del manuscrito ni en la decisión de presentar el artículo para su publicación.

Ninguno.