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Vol. 73. Núm. 4.
Páginas 282-289 (Abril 2020)
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Páginas 282-289 (Abril 2020)
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DOI: 10.1016/j.recesp.2019.07.007
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Desigualdades sociales en la mortalidad cardiovascular en España desde una perspectiva interseccional
Social inequalities in cardiovascular mortality in Spain from an intersectional perspective
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Mariana Haeberera, Inmaculada León-Gómezb, Beatriz Pérez-Gómezb,c, María Tellez-Plazab, Fernando Rodríguez-Artalejoa,c, Iñaki Galána,b,
Autor para correspondencia
igalan@isciii.es

Autor para correspondencia: Centro Nacional de Epidemiología, Instituto de Salud Carlos III, Monforte de Lemos 5, 28029 Madrid, España.
a Departamento de Medicina Preventiva y Salud Pública, Universidad Autónoma de Madrid, IdiPAZ, Madrid, España
b Departamento de Epidemiología de Enfermedades Crónicas, Centro Nacional de Epidemiología, Instituto de Salud Carlos III, Madrid, España
c Centro de Investigación Biomédica en Red de Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), Madrid, España
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Tabla 1. Mortalidad por enfermedades cardiovasculares en mujeres según nivel de estudios y edad
Tabla 2. Mortalidad por enfermedades cardiovasculares en varones según nivel de estudios y edad
Tabla 3. Desigualdades en mortalidad por enfermedades cardiovasculares asociadas con diferencias en el nivel de estudios por sexo y grupos de edad
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Material adicional (1)
Resumen
Introducción y objetivos

El sexo, la edad y el nivel de estudios, entre otros factores, interaccionan e influyen sobre la mortalidad. En España aún no se ha analizado de manera comprehensiva las desigualdades sociales en la mortalidad cardiovascular considerando la influencia conjunta del sexo, la edad y el nivel de estudios (perspectiva interseccional).

Métodos

Estudio de todos los fallecidos en España ≥ 30 años durante 2015 (datos del Instituto Nacional de Estadística) por enfermedad cardiovascular total, cardiopatía isquémica, insuficiencia cardiaca y enfermedad cerebrovascular. El índice relativo de desigualdad (IRD) y el índice de desigualdad de la pendiente (IDP) se estimaron mediante modelos de regresión de Poisson utilizando mortalidad ajustada por edad; el IRD se interpreta como el riesgo relativo de mortalidad entre el nivel de estudios más bajo y el más alto, y el IDP como la diferencia absoluta de mortalidad.

Resultados

El IRD en mortalidad por enfermedad cardiovascular total fue 1,88 (IC95%, 1,80-1,96) en mujeres y 1,44 (IC95%, 1,39-1,49) en varones. Los IDP fueron 178,46 y 149,43 muertes/100.000 respectivamente. Las mayores desigualdades se observaron en cardiopatía isquémica e insuficiencia cardiaca en mujeres más jóvenes, con IRD> 4. No hubo diferencias entre sexos en desigualdades por enfermedad cerebrovascular.

Conclusiones

La mortalidad cardiovascular está inversamente asociada con el nivel educativo. Esta desigualdad afecta más a la mortalidad prematura por causas cardiacas, especialmente entre mujeres. Su monitorización podría orientar la Estrategia de Salud Cardiovascular del Sistema Nacional de Salud, para reducir la desigualdad en la primera causa de muerte.

Palabras clave:
Desigualdades en salud
Educación
Sexo
Interseccionalidad
Determinantes sociales de salud
Abreviaturas:
ECV
IDP
INE
IRD
Abstract
Introduction and objectives

There is an interaction between age, sex, and educational level, among other factors, that influences mortality. To date, no studies in Spain have comprehensively analyzed social inequalities in cardiovascular mortality by considering the joint influence of age, sex, and education (intersectional perspective).

Methods

Study of all deaths due to all-cause cardiovascular disease, ischemic heart disease, heart failure, and cerebrovascular disease among people aged ≥ 30 years in Spain in 2015. Data were obtained from the Spanish Office of Statistics. The relative index of inequality (RII) and the slope index of inequality (SII) were calculated by using Poisson regression models with age-adjusted mortality. The RII is interpreted as the relative risk of mortality between the lowest and the highest educational level, and the SII as the absolute difference in mortality.

Results

The RII for all-cause cardiovascular mortality was 1.88 (95%CI, 1.80-1.96) in women and 1.44 (95%CI, 1.39-1.49) in men. The SII was 178.46 and 149.43 deaths per 100 000, respectively. The greatest inequalities were observed in ischemic heart disease and heart failure in younger women, with a RII higher than 4. There were no differences between sexes in inequalities due to cerebrovascular disease.

Conclusions

Cardiovascular mortality is inversely associated with educational level. This inequality mostly affects premature mortality due to cardiac causes, especially among women. Monitoring this problem could guide the future Cardiovascular Health Strategy in the National Health System, to reduce inequality in the first cause of death.

Keywords:
Health inequalities
Educational status
Sex
Intersectionality
Social determinants of health
Texto completo
INTRODUCCIÓN

Las enfermedades cardiovasculares (ECV) representan la principal causa de muerte en España1, pero son escasos los trabajos que analizan su relación con la posición social en el conjunto del país2–6.

Existe amplia evidencia de que los determinantes sociales —las circunstancias en que las personas nacen, crecen, viven, trabajan y envejecen— son los que explican gran parte de las desigualdades sanitarias, es decir, de las diferencias injustas y evitables en el estado de salud de diferentes grupos de la población7. El nivel educativo es uno de los principales ejes estructurales de las desigualdades en salud, que se manifiesta interaccionando con otros factores tales como el sexo y la etnia, y a través de intermediarios (como los recursos materiales, la cohesión social, factores psicosociales, biológicos y del comportamiento)8. Por ello, la teoría de la interseccionalidad propone que el efecto de los determinantes sociales de la salud se estudie en conjunto y no por separado, ya que la desigualdad en salud resulta de la interacción de todos ellos9,10.

Los trabajos sobre desigualdades sociales en salud que comparan países de la región europea incluyen datos de España pero, aunque estos se refieren al conjunto de la población, solo proceden de las principales ciudades como Madrid o Barcelona11-14. El único estudio con datos de todo el país que analiza la mortalidad cardiovascular lo hace en el marco de la mortalidad general2, por lo que aún se carece de un análisis exhaustivo de las desigualdades sociales en mortalidad cardiovascular en España.

Por todo ello, el objetivo de este trabajo es evaluar de manera comprehensiva las desigualdades sociales en la mortalidad por ECV en España en 2015 desde una perspectiva interseccional, es decir, teniendo en cuenta la influencia conjunta del sexo, la edad y el nivel de estudios.

MÉTODOSDiseño y población de estudio

Se estudiaron todos los fallecimientos por ECV en la población de 30 años y más en España durante 2015. Los datos provienen del Instituto Nacional de Estadística (INE), con información por causa de muerte según la décima revisión de la Clasificación Internacional de Enfermedades. Se estudió la mortalidad por ECV total (códigos I00-I99), cardiopatía isquémica (I20-I25), insuficiencia cardiaca (I50) y enfermedad cerebrovascular (I60-69).

Variables de estudio

Se consideró el sexo, la edad (30-69 y ≥ 70 años) y el nivel de estudios agrupado en 5 categorías (menos que estudios primarios, primarios, primera etapa de secundarios, segunda etapa de secundarios, universitarios). Todas estas variables están incluidas en la base de datos de la estadística de defunciones según la causa de muerte proporcionada por el INE. El nivel de estudios fue asignado por el INE a cada fallecido de 30 años o más mediante un procedimiento que incluyó el cruce de múltiples fuentes de información (padrón, censos de 2001 y 2011, ficheros de graduados y titulados universitarios del Ministerio de Educación, demandantes de empleo y certificados de profesionalidad del Servicio Público de Empleo Estatal) y técnicas de imputación15. Como denominadores, se utilizaron las estimaciones de población a 1 de julio de 2015 por grupo de edad y sexo. Para estratificar según el nivel educativo, se usó el porcentaje de personas por edades según nivel de estudios a 1 de enero de 2016, que también proporciona el INE.

Análisis de datos

El número de fallecidos por causas cardiovasculares con datos disponibles del nivel de estudios fue de 121.031, lo que representa el 97,6% de toda la mortalidad cardiovascular de personas de 30 años y más.

Primero se calcularon las tasas brutas y ajustadas de mortalidad cada 100.000 habitantes por el método directo, utilizando como población estándar la total española de 2015. Posteriormente se exploró la asociación entre la mortalidad cardiovascular y las variables de estudio mediante modelos multivariantes log-lineales de Poisson, y se evaluó además la existencia de interacción del nivel de estudios con el sexo y la edad (resultados en tabla 1 del material adicional). Al hallarse interacciones significativas en la mayoría de las causas de muerte, se presentan los resultados estratificados por sexo y 2 grupos de edad. Finalmente, se calcularon indicadores de desigualdad social con sus respectivos intervalos de confianza del 95% (IC95%).

Como medida absoluta se calculó el índice de desigualdad de la pendiente (IDP). Este se obtuvo por regresión de Poisson de las tasas de mortalidad ajustadas por edad como una función de una escala relativa de posición social denominada ridit, cuyos valores son el punto medio del intervalo de clase acumulado del estratificador de equidad (nivel de estudios). El IDP representa la diferencia absoluta en los valores predichos de mortalidad entre aquellos con el nivel de estudios más bajo y el más alto, teniendo en cuenta el efecto del cambio en la distribución completa de la población según el nivel de estudios16.

Como medidas relativas se calcularon el índice relativo de desigualdad (IRD) y las curvas de concentración de la desigualdad en salud. El IRD desarrollado por Mackenbach y Kunst17 es el cociente entre la tasa estimada por regresión cuando el ridit toma el valor 1 y valor 0, y se interpreta como un riesgo relativo, pero incorporando además la información de los grupos intermedios en la medición de la desigualdad. Las curvas de concentración de la desigualdad representan gráficamente los resultados y se obtuvieron ajustando por optimización no lineal la ecuación de la curva de concentración de Lorenz a las distribuciones relativas acumuladas de la tasa de mortalidad y de la población ordenada por nivel de estudios. Estas indican el grado en que se concentra la mortalidad entre los grupos de mayor y menor nivel educativo. Si la curva de concentración se sitúa por encima de la línea diagonal de 45° desde la esquina inferior izquierda hasta la esquina superior derecha —la llamada línea de igualdad—, la mortalidad se concentra en los de menor nivel educativo. De no haber desigualdad, la curva de concentración se situaría sobre la línea de igualdad16.

Los análisis se hicieron con MS Excel 2010 para elaborar gráficos18, con STATA v.15 (StataCorp.; Texas, Estados Unidos) para calcular tasas y riesgos relativos, y con HEAT Plus v.1.0 para calcular medidas de desigualdad19.

RESULTADOS

En la tabla 1 y la tabla 2 se presentan las tasas brutas y ajustadas de mortalidad por ECV según nivel de estudios de mujeres y varones respectivamente. La tasa ajustada de mortalidad cardiovascular total fue 492,2/100.000 varones y 371,3/100.000 mujeres. En la población de 30 a 69 años, esta diferencia fue mayor (65,8/100.000 varones y 20,2/100.000 mujeres) que en los de 70 años y más (362,0 y 299,5/100.000 respectivamente).

Tabla 1.

Mortalidad por enfermedades cardiovasculares en mujeres según nivel de estudios y edad

  Total30-69 años70 años y más
  Casos  Población  Tasa bruta  Tasa ajustada  Casos  Población  Tasa bruta  Tasa ajustada  Casos  Población  Tasa bruta  Tasa ajustada 
Total cardiovasculares
Nivel de estudios
<Primarios  26.055  1.483.608  1.756,2  429,1  545  473.703  115,1  52,2  25.510  1.009.905  2.526,0  377,0 
Primarios  23.898  3.080.049  775,9  305,9  926  1.644.275  56,3  28,5  22.972  1.435.774  1.600,0  277,4 
Secundarios primera etapa  10.509  4.385.867  239,6  299,1  1.157  3.660.858  31,6  22,0  9.352  725.009  1.289,9  277,1 
Secundarios segunda etapa  3.643  4.040.560  90,2  259,9  648  3.769.075  17,2  18,4  2.995  271.485  1.103,2  241,5 
Universitarios  2.468  3.714.659  66,4  243,4  343  3.500.931  9,8  12,0  2.125  213.728  994,3  231,4 
Total  66.573  1.670.474  398,5  371,3  3.619  13.048.842  27,7  20,2  62.954  3.655.901  1.722,0  299,5 
Cardiopatía isquémica
Nivel de estudios
<Primarios  5.419  1.483.608  365,3  94,0  172  473.703  36,3  14,2  5.247  1.009.905  519,6  79,8 
Primarios  4.849  3.080.049  157,4  63,5  251  1.644.275  15,3  7,5  4.598  1.435.774  320,2  56,0 
Secundarios primera etapa  2.278  4.385.867  51,9  63,5  337  3.660.858  9,2  6,4  1.941  725.009  267,7  57,1 
Secundarios segunda etapa  818  4.040.560  20,2  55,7  182  3.769.075  4,8  5,3  636  271.485  234,3  50,5 
Universitarios  512  3.714.659  13,8  49,0  80  3.500.931  2,3  2,8  432  213.728  202,1  46,2 
Total  13.876  16.704.743  83,1  61,1  1.022  13.048.842  7,8  5,5  12.854  3.655.901  351,6  61,8 
Insuficiencia cardiaca
Nivel de estudios
<Primarios  4.899  1.483.608  330,2  75,4  57  473.703  12,0  5,9  4.842  1.009.905  479,5  69,5 
Primarios  4.309  3.080.049  139,9  53,0  81  1.644.275  4,9  2,7  4.228  1.435.774  294,5  50,4 
Secundarios primera etapa  1.733  4.385.867  39,5  50,8  97  3.660.858  2,6  1,9  1.636  725.009  225,7  49,0 
Secundarios segunda etapa  611  4.040.560  15,1  46,6  56  3.769.075  1,5  1,4  555  271.485  204,4  45,2 
Universitarios  370  3.714.659  10,0  38,7  32  3.500.931  0,9  1,2  338  213.728  158,1  37,5 
Total  11.922  16.704.743  71,4  49,7  323  13.048.842  2,5  1,8  11.599  3.655.901  317,3  54,2 
Cerebrovasculares
Nivel de estudios
< Primarios  6.211  1.483.608  418,6  104,4  125  473.703  26,4  13,6  6.086  1.009.905  602,6  90,7 
Primarios  5.703  3.080.049  185,2  74,0  254  1.644.275  15,4  7,9  5.449  1.435.774  379,5  66,1 
Secundarios primera etapa  2.661  4.385.867  60,7  75,3  320  3.660.858  8,7  6,2  2.341  725.009  322,9  69,1 
Secundarios segunda etapa  871  4.040.560  21,6  60,4  187  3.769.075  5,0  5,4  684  271.485  251,9  55,1 
Universitarios  655  3.714.659  17,6  61,9  122  3.500.931  3,5  4,0  533  213.728  249,4  57,9 
Total  16.101  16.704.743  96,4  71,1  1.008  13.048.842  7,7  5,9  15.093  3.655.901  412,8  72,2 

Datos correspondientes a España, 2015. Tasa ajustada por 100.000 habitantes.

Tabla 2.

Mortalidad por enfermedades cardiovasculares en varones según nivel de estudios y edad

  Total30-69 años70 años y más
  Casos  Población  Tasa bruta  Tasa ajustada  Casos  Población  Tasa bruta  Tasa ajustada  Casos  Población  Tasa bruta  Tasa ajustada 
Total cardiovasculares
Nivel de estudios
< Primarios  14.108  972.904  1.450,1  533,2  930  427.616  217,5  108,8  13.178  545.288  2.416,7  424,4 
Primarios  17.849  2.535.190  704,0  436,6  2.299  1.638.442  140,3  82,6  15.550  896.748  1.734,0  354,0 
Secundarios primera etapa  11.523  4.653.098  247,6  432,3  3.807  4.109.556  92,6  75,2  7.716  543.542  1.419,6  357,2 
Secundarios segunda etapa  6.042  4.336.675  139,3  385,5  2.284  4.034.820  56,6  58,6  3.758  301.855  1.245,0  326,9 
Universitarios  4.936  3.084.840  160,0  360,9  1.367  2.793.658  48,9  45,9  3.569  291.182  1.225,7  315,1 
Total  54.458  15.582.707  349,5  492,2  10.687  13.004.092  82,2  65,8  43.771  2.578.615  1.697,5  362,0 
Cardiopatía isquémica
Nivel de estudios
< Primarios  4.314  972.904  443,4  174,9  407  427.616  95,2  47,8  3.907  545.288  716,5  127,1 
Primarios  5.759  2.535.190  227,2  142,9  1.027  1.638.442  62,7  36,4  4.732  896.748  527,7  106,5 
Secundarios primera etapa  4.341  4.653.098  93,3  146,6  1.842  4.109.556  44,8  36,3  2.499  543.542  459,8  110,3 
Secundarios segunda etapa  2.360  4.336.675  54,4  136,3  1.055  4.034.820  26,1  27,0  1.305  301.855  432,3  109,4 
Universitarios  1.866  3.084.840  60,5  126,2  634  2.793.658  22,7  21,3  1.232  291.182  423,1  104,9 
Total  18.640  15.582.707  119,6  140,9  4.965  13.004.092  38,2  30,6  13.675  2.578.615  530,3  111,8 
Insuficiencia cardiaca
Nivel de estudios
< Primarios  1.982  972.904  203,7  69,6  77  427.616  18,0  9,3  1.905  545.288  349,4  60,3 
Primarios  2.251  2.535.190  88,8  55,1  158  1.638.442  9,6  6,4  2.093  896.748  233,4  48,7 
Secundarios primera etapa  1.251  4.653.098  26,9  53,9  306  4.109.556  7,4  6,0  945  543.542  173,9  47,9 
Secundarios segunda etapa  661  4.336.675  15,2  49,5  199  4.034.820  4,9  4,8  462  301.855  153,1  44,6 
Universitarios  596  3.084.840  19,3  50,1  118  2.793.658  4,2  3,9  478  291.182  164,2  46,2 
Total  6.741  15.582.707  43,3  53,1  858  13.004.092  6,6  5,4  5.883  2.578.615  228,1  50,2 
Cerebrovasculares
Nivel de estudios
< Primarios  3.439  972.904  353,5  126,5  191  427.616  44,7  22,0  3.248  545.288  595,6  104,6 
Primarios  3.880  2.535.190  153,0  93,1  383  1.638.442  23,4  13,6  3.497  896.748  390,0  79,5 
Secundarios primera etapa  2.367  4.653.098  50,9  93,5  603  4.109.556  14,7  11,9  1.764  543.542  324,5  81,6 
Secundarios segunda etapa  1.117  4.336.675  25,8  75,3  333  4.034.820  8,3  8,7  784  301.855  259,7  66,6 
Universitarios  972  3.084.840  31,5  74,8  199  2.793.658  7,1  6,7  773  291.182  265,5  68,1 
Total  11.775  15.582.707  75,6  86,7  1.709  13.004.092  13,1  10,4  10.066  2.578.615  390,4  82,4 

Datos correspondientes a España, 2015. Tasa ajustada por 100.000 habitantes.

El porcentaje de personas analfabetas y que no completaron la educación primaria es mayor entre las mujeres que entre los varones (el 8,9 y el 6,2% respectivamente) y esta diferencia es muy superior entre los de 70 años o más (el 27,6% en mujeres y el 21,1% en varones) con respecto a la población de 30-69 años (el 3,6 y el 3,3%). En general, se observa un efecto gradiente por el que la mortalidad disminuye al aumentar el nivel de estudios.

En la tabla 3 se muestran los indicadores de desigualdad. Se observa mayor mortalidad por cualquier causa en las personas con menor nivel de estudios, aunque la magnitud de estas diferencias varía según la enfermedad, el sexo y la edad. En la mortalidad cardiovascular total, el IRD de las mujeres fue 1,88 (IC95%, 1,80-1,96) y el de los varones, 1,44 (IC95%, 1,39-1,49), lo que significa que la mortalidad fue del 88% (mujeres) y el 44% (varones) mayor en los de menos respecto a los de más nivel educativo. También las diferencias absolutas fueron mayores en las mujeres, que presentaron un IDP de 178,46 (IC95%, 167,97-188,95) frente a 149,43 (IC95%, 135,95-162,92) de los varones; es decir, los de menor nivel de estudios presentaron casi 180 y 150 muertes más cada 100.000 personas que los de mayor nivel educativo.

Tabla 3.

Desigualdades en mortalidad por enfermedades cardiovasculares asociadas con diferencias en el nivel de estudios por sexo y grupos de edad

  MujeresVarones
  IDP  IC95%  IRD  IC95%  IDP  IC95%  IRD  IC95% 
Total cardiovasculares
Total  178,46  167,97-188,95  1,88  1,80-1,96  149,43  135,95-162,92  1,44  1,39-1,49 
30-69 años  25,78  22,95-28,62  3,62  3,10-4,14  52,97  48,34-57,60  2,24  2,08-2,39 
70 años y más  170,89  161,93-179,84  1,77  1,72-1,82  118,04  105,48-130,61  1,39  1,34-1,43 
Cardiopatía isquémica
Total  40,79  36,04-45,54  1,99  1,81-2,17  35,59  27,65-43,53  1,29  1,21-1,37 
30-69 años  7,72  6,28-9,16  4,07  2,97-5,18  23,38  20,26-26,5  2,15  1,93-2,37 
70 años y más  38,19  34,07-42,31  1,86  1,73-1,98  22,18  15,24-29,12  1,22  1,14-1,3 
Insuficiencia cardiaca
Total  34,88  30,69-39,06  2,06  1,86-2,27  17,43  12,48-22,37  1,39  1,25-1,53 
30-69 años  2,57  1,68-3,45  4,25  2,12-6,38  3,97  2,62-5,32  2,10  1,57-2,62 
70 años y más  34,65  30,86-38,44  1,89  1,76-2,03  17,90  13,16-22,64  1,43  1,29-1,57 
Cerebrovasculares
Total  40,31  34,98-45,64  1,79  1,63-1,94  45,42  39,36-51,49  1,69  1,56-1,82 
30-69 años  5,90  4,39-7,41  2,77  2,03-3,50  10,88  9,01-12,75  2,85  2,33-3,36 
70 años y más  39,78  35,37-44,18  1,74  1,63-1,84  41,72  35,71-47,73  1,66  1,54-1,78 

IC95%: intervalo de confianza del 95%. Datos correspondientes a España, 2015. El índice relativo de desigualdad (IRD) se interpreta como el riesgo relativo de mortalidad entre el nivel de estudios más bajo y el más alto, y el índice de desigualdad de la pendiente (IDP), como la diferencia absoluta de mortalidad. Por ejemplo, en la mortalidad cardiovascular total el IRD en mujeres fue 1,88 y significa que la mortalidad fue un 88% superior en las de menor nivel de estudios respecto a las de mayor nivel educativo; el IDP de 178,46 indica que las de menor nivel de estudios presentaron casi 180 muertes más/100.000 mujeres que las de mayor nivel educativo.

Las desigualdades en mortalidad cardiovascular fueron mayores en los de 30-69 años, donde el IRD fue 3,62 (IC95%, 3,10-4,14) en mujeres y 2,24 (IC95%, 2,08-2,39) en varones, aunque en este grupo de edad las diferencias absolutas (IDP) fueron superiores en los varones (tabla 3). La misma distribución se reproduce en la cardiopatía isquémica e insuficiencia cardiaca, con IRD> 4 en mujeres y> 2 en varones. Sin embargo, la magnitud de la desigualdad en la mortalidad cerebrovascular fue similar en ambos sexos, con IRD de 1,79 (IC95%, 1,63-1,94) en mujeres y 1,69 (IC95%, 1,56-1,82) en varones. Los IDP también fueron similares, excepto una mayor desigualdad en los varones de 30-69 años.

La figura 1 y la figura 2 ilustran las curvas de concentración de la desigualdad en salud, que muestran que la mortalidad cardiovascular se concentra en los niveles educativos más bajos. Por ejemplo, en la población de 30-69 años, el 50% con menor nivel de estudios concentró casi el 65% de las muertes por ECV total y cardiopatía isquémica en mujeres, y casi el 60% en varones (figura 1).

Figura 1.

Curvas de concentración de la desigualdad en mortalidad cardiovascular y cardiopatía isquémica según nivel de estudios, sexo y edad. España, 2015.

(0,43MB).
Figura 2.

Curvas de concentración de la desigualdad en mortalidad por insuficiencia cardiaca y enfermedades cerebrovasculares según nivel de estudios, sexo y edad. España, 2015.

(0,45MB).
DISCUSIÓN

Los resultados obtenidos muestran una gran desigualdad social en la mortalidad por ECV en España. La desigualdad según el nivel de estudios fue más pronunciada en mujeres, principalmente la desigualdad relativa para las enfermedades cardiacas y en personas de 30-69 años (mortalidad prematura).

En el único trabajo previo que analiza el conjunto de España, basado en un estudio de cohortes con personas seleccionadas en 2001 y seguidas durante 7 años, también se observaron mayores desigualdades en las mujeres2. En la mortalidad cardiovascular total y por cardiopatía isquémica, se estimaron desigualdades absolutas (IDP) y relativas (IRD) más altas que en los varones, aunque los valores relativos fueron algo menores que los del presente estudio. También la desigualdad en la mortalidad cerebrovascular fue similar en varones y mujeres, y con magnitudes parecidas a las observadas por nosotros (diferencias relativas de 1,92 [IC95%, 1,85-1,99] en mujeres y 1,70 [IC95%, 1,65-1,76] en varones).

La mayor desigualdad en la mortalidad cardiovascular que presentan las mujeres respecto a la observada en varones se suele atribuir a la mayor desigualdad en la distribución de factores de riesgo cardiovascular2–6, dado que el acceso prácticamente universal al sistema sanitario en España limitaría su contribución a las desigualdades sociales en la mortalidad por ECV20,21. A pesar de ello, se sabe que hay diferencias en el abordaje diagnóstico y terapéutico de la ECV entre sexos y que, en general, son desfavorables para las mujeres22. Cabría preguntarse si estas diferencias se agudizan en las mujeres de menor posición social.

En los estudios comparativos europeos, los españoles son los que presentan menor desigualdad en mortalidad general y esto se debe principalmente a la menor desigualdad en mortalidad por ECV en varones y por cáncer en mujeres, vinculado con la menor desigualdad en la distribución de los factores de riesgo entre los de mayor y menor nivel educativo11–14. Por su parte, varios estudios en el conjunto de España corroboran que las desigualdades en la prevalencia de factores de riesgo clásicos son más pronunciadas entre las mujeres. En el estudio ENRICA23,24, el gradiente socioeconómico del síndrome metabólico fue mayor en las mujeres; como también lo fueron las diferencias en obesidad, hipertensión y diabetes en la población 60 años y más25. En otro estudio local26, las desigualdades por clase social en obesidad, hipertensión y colesterol unido a lipoproteínas de alta densidad bajo fueron también mayores entre las mujeres. Aunque las diferencias en el consumo de tabaco parecen explicar poco las desigualdades en mortalidad cardiovascular (ya que en general los varones presentan mayores desigualdades y entre las mujeres de más edad son las de mejor nivel socioeconómico las que presentan mayores prevalencias25), el esfuerzo preventivo debería enfocarse en mujeres jóvenes de bajo nivel socioeconómico, que es en quienes está aumentando la epidemia27–29.

Sin embargo, atribuir las desigualdades en mortalidad a la desigual distribución de factores de riesgo resulta insuficiente. En el modelo de determinantes sociales de salud, los estilos de vida son solo intermediarios de una causalidad social más compleja, y se interpretan como otra consecuencia más de dicha causalidad25. Hay autores30 que critican el paradigma actual (mononivel) de los factores de riesgo porque pone el acento solo en los estilos de vida sin considerar que estos están determinados por el entorno social del individuo. Por ejemplo, parece que la baja posición social y la falta de control de las circunstancias de la vida se asocian con la ansiedad y el estrés biológico crónico, cuyas consecuencias son el síndrome metabólico y la muerte por ECV31,32.

Un reciente metanálisis33 con datos de 48 cohortes y más de 1,7 millones de personas comparó el impacto en la mortalidad de 6 factores de riesgo clásicos junto con el bajo nivel socioeconómico, y concluyó que este reduce la esperanza de vida independientemente de la presencia de dichos factores: los de menor nivel socioeconómico tuvieron mayor riesgo de morir y esta asociación fue independiente de los 6 factores de riesgo; además, la proporción de mortalidad poblacional atribuible al bajo nivel socioeconómico fue mayor que la de la hipertensión, la obesidad y el alto consumo de alcohol. Un estudio español34 de casos y controles analizó esta misma asociación con el infarto agudo de miocardio y concluyó que el grupo con menor nivel de estudios tiene mayor riesgo independientemente de otros factores de riesgo, mientras que otro estudio local35 demostró que los factores de riesgo clásicos, principalmente hipertensión, diabetes y obesidad, explicaban solo un 26% de la asociación entre el nivel de estudios y la incidencia de ECV.

Varios estudios indican una mayor vulnerabilidad de las mujeres al efecto deletéreo de los factores de riesgo y el bajo nivel socioeconómico, lo que explicaría parcialmente que la desigualdad en mortalidad sea mayor en ellas. Un estudio de cohortes36 que analizó la interacción entre educación y estilos de vida mostró que estos, especialmente el tabaquismo, actúan como mediadores de la mortalidad tanto por la diferente exposición como por la diferente vulnerabilidad, que es mayor en las mujeres.

Los resultados del estudio son compatibles con que las mujeres jóvenes de posición social más baja sean las más vulnerables en términos sociales y de salud. Esto podría reflejarse en la persistente desigualdad de género que implica, por ejemplo, una mayor carga de trabajo (trabajo de cuidados no remunerado dentro del hogar y remunerado fuera del hogar), mayor precariedad laboral, salarios más bajos y menos puestos de poder en mujeres que en varones y, desde una perspectiva interseccional, posiblemente respecto a otras mujeres mayores y de mejor posición social37–40.

Limitaciones

Este es un estudio transversal que no analiza (datos no disponibles) la evolución en el tiempo de las desigualdades sociales en la mortalidad por ECV, por lo que no puede examinar la tendencia de dichas desigualdades. Tampoco incluye, también por falta de datos, otras variables individuales de ajuste tales como presencia de factores de riesgo cardiovascular. Asimismo, hay aspectos de desigualdad social que no se deben al nivel de estudios. Pese a ser un indicador más sólido, universal y comparable de nivel socioeconómico que la renta o la ocupación, el nivel de estudios puede no asociarse con la mortalidad igual que otros determinantes sociales41, ya que no cambia a lo largo de la vida y puede no representar la posición social actual. Además, el nivel de estudios no tiene la misma interpretación en todas las edades, ya que, gracias a la expansión educativa que tuvo lugar en las últimas décadas, en las cohortes más jóvenes tener un bajo nivel de estudios es signo de mayor precariedad42.

CONCLUSIONES

La mortalidad por ECV está inversamente asociada con el nivel educativo en España. Esta desigualdad afecta más a la mortalidad prematura por enfermedades cardiacas, cardiopatía isquémica e insuficiencia cardiaca, y especialmente a las mujeres. Monitorizar este problema podría orientar la Estrategia de Salud Cardiovascular en el Sistema Nacional de Salud para reducir las desigualdades sociales en la primera causa de muerte en España.

CONFLICTO DE INTERESES

No se declara ninguno.

¿QUÉ SE SABE DEL TEMA?

  • El sexo, la edad y el nivel de estudios son importantes determinantes de la mortalidad cardiovascular que interaccionan entre sí.

  • Sin embargo, no hay estudios en España que analicen de manera comprehensiva las desigualdades sociales en la mortalidad cardiovascular desde una perspectiva interseccional, es decir, considerando la influencia conjunta del sexo, la edad y el nivel educativo.

¿QUÉ APORTA DE NUEVO?

  • La mortalidad cardiovascular en España en 2015 se asoció inversamente con el nivel educativo.

  • La mayor desigualdad se observó en la mortalidad prematura por enfermedad cardiovascular total, cardiopatía isquémica e insuficiencia cardiaca, especialmente en las mujeres.

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