La exposición al humo ambiental de tabaco (HAT) produce enfermedad cardiovascular y respiratoria y cáncer. En este estudio se estima la mortalidad atribuida (MA) a la exposición al HAT en personas de edad ≥ 35 años en España y sus comunidades autónomas (CC.AA.) por sexo en el periodo 2016-2021.
MétodosSe aplicó un método dependiente de prevalencias de exposición al HAT derivadas del ajuste de modelos de áreas pequeñas y con base en el cálculo de fracciones atribuidas poblacionales. Se tuvieron en cuenta el sexo, la edad, la comunidad autónoma y la causa de muerte (cardiopatía isquémica y cáncer de pulmón). Las estimaciones de MA se presentan acompañadas de su intervalo de confianza del 95% (IC95%). Se estimaron las tasas brutas y estandarizadas por edad para cada sexo y comunidad autónoma.
ResultadosEn 2016-2021 la exposición al HAT causó 4.970 (IC95%, 4.787-5.387) muertes, lo que representa el 1,6% de la mortalidad total por cardiopatía isquémica y cáncer de pulmón. La carga de MA difiere entre CC.AA., y Andalucía es la que presenta la mayor carga (tasas brutas, 46,6 muertes/100.000 en varones y 17,0/100.000 en mujeres). La cardiopatía isquémica fue la causa de muerte principal en ambos sexos y en todas las CC.AA. La mayor carga de MA se observó en los no fumadores.
ConclusionesLa carga de MA al HAT es elevada y varía entre regiones. Se deben tener en cuenta los resultados de este estudio para avanzar en legislación de control del tabaquismo en España.
Palabras clave
Se considera desde 2006 que el humo ambiental de tabaco (HAT) es un carcinógeno humano, sin umbral seguro de exposición y asociado causalmente en no fumadores con la cardiopatía isquémica y el cáncer de pulmón1. Según datos de la Organización Mundial de la Salud, la exposición al HAT causa en el mundo más de 1 millón de muertes al año2.
En España, la protección poblacional contra el HAT avanzó con la aprobación de la Ley 28/2005 de medidas sanitarias contra el tabaquismo3 y su posterior reforma, la Ley 42/20104. Ambas leyes fueron un hito para la salud pública española, que se puso a la vanguardia de la legislación internacional.
Para evaluar la exposición poblacional al HAT, se dispone de 2 indicadores: la prevalencia y la carga de mortalidad atribuida (MA) a la exposición. En cuanto a la prevalencia, las primeras estimaciones nacionales en España proceden de la Encuesta Nacional de Salud (ENSE) de 20065 y de la Encuesta Europea de Salud (EESE) de 20096. Respecto a la MA a la exposición al HAT, en España se realizaron 3 estudios, el primero en 20027 y el segundo en 20118, que estimaron en aproximadamente 1.000 las muertes anuales por cardiopatía isquémica y cáncer de pulmón en nunca fumadores de edad ≥ 35 años. El tercer estudio estimó en 747 las muertes atribuidas al HAT en 2020, si bien en este caso la carga de mortalidad no se circunscribe a nunca fumadores y se atribuye mortalidad a fumadores, exfumadores y nunca fumadores9.
Estimar en detalle la carga de MA a la exposición al HAT en las diferentes comunidades autónomas (CC.AA.) de España permite identificar áreas prioritarias de intervención. Según nuestro conocimiento, hasta la fecha ningún estudio ha estimado la MA al HAT en las CC.AA. El objetivo de este estudio, por lo tanto, es estimar la MA al HAT de personas de edad ≥ 35 años en las CC.AA. de España en función del sexo, en el periodo 2016-2021.
MÉTODOSPara estimar la MA se aplicó un método dependiente de prevalencias de exposición al HAT que utiliza fracciones atribuidas poblacionales (FAP). Para el cálculo se tuvieron en cuenta el sexo, el grupo de edad (35-54, 55-64, 65-74 y ≥ 75 años), la comunidad autónoma y la causa de muerte (cardiopatía isquémica y cáncer de pulmón). Se siguieron las recomendaciones metodológicas del instrumento STREAMS-p10.
La FAP de exposición al HAT se calculó como:
donde phat0 y phat1 son respectivamente las prevalencias de no expuestos y expuestos al HAT y RRhat1, el riesgo relativo de morir por cardiopatía isquémica o cáncer de pulmón de los expuestos al HAT frente a los no expuestos.
Para cada combinación de sexo, grupo de edad, comunidad autónoma y causa, se estimó la MA al HAT como el producto de la mortalidad observada (MO) por la FAP: MA=M0 × FAP.
Por último, el número de muertes atribuidas a la exposición al HAT se distribuyó en función de la relación con el tabaco:
Nunca fumadores:
Exfumadores:
Fumadores:
donde pnf,pexf y pf denotan las prevalencias, respectivamente, de nunca fumadores, exfumadores y fumadores y RRexf y RRf son los riesgos de morir por cardiopatía isquémica o cáncer de pulmón de exfumadores y fumadores frente a los nunca fumadores.
Se estimaron las tasas brutas de MA y las tasas estandarizadas por edad aplicando el método directo por sexo y comunidad autónoma y tomando como población estándar la proyección poblacional para 2011-2030 de la Eurostat's Task Force11.
Las estimaciones de MA se presentan acompañadas de sus intervalos de confianza del 95% (IC95%), que se calcularon aplicando un método Bootstrap naïve y el método percentil de Efron.
Fuentes de datosLas prevalencias de exposición al HAT y de consumo de tabaco proceden de la Encuesta Nacional de Salud de España de 2017 (n=23.089)12 y de la Encuesta Europea de Salud en España de 2020 (n=22.072)13. Las primeras se utilizaron para las estimaciones de la MA al HAT en el trienio 2016-2018 y las segundas, en el trienio 2019-2021. Para estimar la prevalencia de exposición al HAT, se empleó la respuesta a la pregunta «¿Con qué frecuencia está expuesto al humo de tabaco en lugares cerrados? Considere solo aquellas situaciones en las que son otras personas las que están fumando». En 2017 las categorías de respuesta fueron: «Nunca o casi nunca», «Menos de 1 hora al día», «Entre 1 y 5 horas al día» y «Más de 5 horas al día»; en 2020, «Nunca o casi nunca», «Todos los días», «Al menos una vez a la semana (pero no todos los días)» y «Menos de una vez a la semana». Se consideró expuestas a las personas que contestaron una opción distinta de «Nunca o casi nunca». En relación con el consumo de tabaco, se consideró fumador a quien fumaba en el momento de la encuesta, exfumador a quien había fumado pero ya no fumaba y nunca fumador a quien nunca había fumado. Para mejorar la precisión de las estimaciones de prevalencia de exposición al HAT y de consumo de tabaco en función del sexo, el grupo de edad y la comunidad autónoma, se aplicó un modelo logístico multinomial mixto con efectos aleatorios de área. Este modelo toma como variable respuesta el número de fumadores y exfumadores o de individuos expuestos al HAT en función del sexo, el grupo de edad y la comunidad autónoma. Las variables independientes están relacionadas con el consumo de tabaco y la exposición al HAT, como el nivel de estudios, la situación laboral, la ocupación o el nivel de renta. Se puede consultar información sobre el modelo en trabajos previos14,15. Las estimaciones de prevalencia de exposición al HAT se recogen en las tablas 1 y 2 del material adicional.
Los riesgos relativos (RR) que los expuestos al HAT tienen de sufrir cardiopatía isquémica (RR=1,27) o cáncer de pulmón (RR=1,16) respecto a los no expuestos proceden del Surgeon General Report de 20061. Los riesgos de los fumadores y exfumadores, por sexo y grupo de edad, de morir por cardiopatía isquémica o cáncer de pulmón frente a los nunca fumadores derivan de 5 cohortes estadounidenses16. Los riesgos empleados se muestran en las tablas 3 y 4 del material adicional.
La MO entre 2016 y 2021 en población ≥ 35 años por sexo, grupo de edad, comunidad autónoma y causa de muerte se obtuvo de la estadística de defunciones del Instituto Nacional de Estadística. Se consideraron las defunciones cuya causa principal fuese cardiopatía isquémica (códigos I20-25 de la Clasificación Internacional de Enfermedades, 10.a edición [CIE-10]) y cáncer de tráquea, pulmón y bronquios (códigos C33 y C34 de la CIE-10)17.
Análisis de sensibilidadSe estimó la MA aplicando los RR empleados en las estimaciones previas realizadas en España18,19. Además, se valoró la carga de MA a la enfermedad pulmonar obstructiva crónica (EPOC) y a la enfermedad cerebrovascular (ECV), con defunciones que responden a los códigos J40-44 e I60-69 de la CIE-10, respectivamente. Los riesgos aplicados derivan de 2 metanálisis20,21 y se muestran en la tabla 3 del material adicional.
RESULTADOSEn España, en el periodo 2016-2021, la exposición al HAT causó 4.970 (IC95%, 4.787-5.387) muertes en la población ≥ 35 años, lo cual representó el 1,6% de la mortalidad observada total por cardiopatía isquémica y cáncer de pulmón en ese periodo. Entre los varones, el HAT fue la causa de 3.423 (IC95%, 3.241-3.742) muertes y entre las mujeres, de 1.547 (IC95%, 1.434-1.760); 2.094 (IC95%, 1.971-2.302) muertes de varones fueron por cardiopatía isquémica (tabla 1). En función del consumo de tabaco, se atribuyeron a la exposición al HAT 549 (IC95%, 502-618) muertes de varones nunca fumadores y 1.400 (IC95%, 1.293-1.554) de exfumadores. Entre las mujeres, fueron 927 (IC95%, 820-1.073) y 210 (IC95%, 199-248) respectivamente (tabla 2).
Mortalidad atribuida al humo ambiental de tabaco y su intervalo de confianza del 95%, FAP y tasa bruta de mortalidad atribuida (cada 100.000 habitantes). Los resultados se muestran por sexo, causa de muerte y comunidad autónoma
Comunidad autónoma | Varones | Mujeres | ||||||||
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Cáncer de pulmón | Cardiopatía isquémica | Tasas brutas | Cáncer de pulmón | Cardiopatía isquémica | Tasas brutas | |||||
n (IC95%) | FAP, % | n (IC95%) | FAP, % | n (IC95%) | FAP, % | n (IC95%) | FAP, % | |||
Andalucía | 426 (367-491) | 2,4 | 741 (622-868) | 3,6 | 46,6 | 106 (97-125) | 2,6 | 354 (275-468) | 2,4 | 17,0 |
Aragón | 50 (42-64) | 1,4 | 67 (57-90) | 2,0 | 27,3 | 14 (11-17) | 1,5 | 51 (28-77) | 2,2 | 14,4 |
Principado de Asturias | 22 (18-27) | 0,7 | 37 (29-39) | 1,0 | 16,9 | 7 (6-9) | 0,6 | 18 (13-21) | 0,6 | 6,4 |
Islas Baleares | 28 (23-37) | 1,3 | 37 (33-50) | 1,7 | 18,8 | 9 (8-12) | 1,1 | 14 (15-23) | 1,0 | 6,3 |
Canarias | 60 (46-70) | 1,5 | 124 (94-138) | 2,2 | 27,7 | 21 (16-27) | 1,3 | 47 (38-67) | 1,3 | 9,8 |
Cantabria | 17 (14-21) | 1,1 | 20 (17-26) | 1,5 | 19,2 | 8 (6-10) | 1,4 | 7 (4-7) | 0,9 | 7,3 |
Castilla y León | 73 (59-95) | 1,1 | 122 (99-166) | 1,7 | 23,7 | 22 (18-27) | 1,3 | 71 (45-102) | 1,5 | 10,6 |
Castilla-La Mancha | 76 (63-94) | 1,6 | 104 (91-131) | 2,3 | 28,2 | 16 (14-20) | 1,7 | 41 (36-58) | 1,4 | 8,7 |
Cataluña | 130 (107-164) | 0,8 | 169 (140-214) | 1,2 | 12,9 | 45 (39-56) | 1,0 | 92 (67-139) | 1,0 | 5,5 |
Comunidad Valenciana | 162 (133-190) | 1,4 | 268 (219-324) | 2,1 | 27,6 | 51 (42-59) | 1,5 | 135 (91-182) | 1,7 | 11,1 |
Extremadura | 28 (23-37) | 0,9 | 36 (30-46) | 1,2 | 19,2 | 5 (5-7) | 1,0 | 21 (14-40) | 1,0 | 7,3 |
Galicia | 66 (59-90) | 0,9 | 104 (98-150) | 1,3 | 19,0 | 28 (23-36) | 1,3 | 82 (50-128) | 1,6 | 10,9 |
Comunidad de Madrid | 84 (70-112) | 0,7 | 122 (105-162) | 1,1 | 10,7 | 44 (36-57) | 1,0 | 123 (79-178) | 1,6 | 7,5 |
Región de Murcia | 35 (24-39) | 1,2 | 54 (37-63) | 1,8 | 20,3 | 9 (8-12) | 1,2 | 27 (20-39) | 1,4 | 8,0 |
Comunidad Foral de Navarra | 18 (13-21) | 1,2 | 21 (14-23) | 1,7 | 19,4 | 7 (5-9) | 1,5 | 16 (11-26) | 2,0 | 10,5 |
País Vasco | 49 (42-66) | 0,9 | 59 (53-81) | 1,3 | 15,4 | 17 (14-23) | 0,9 | 30 (22-51) | 1,1 | 5,9 |
La Rioja | 5 (4-7) | 0,8 | 8 (6-10) | 1,1 | 13,3 | 2 (1-2) | 0,9 | 5 (5-9) | 1,0 | 6,8 |
Total | 1.329(1.270-1.443) | 1,3 | 2.094(1.971-2.302) | 1,9 | 23,7 | 412(399-449) | 1,4 | 1.135(1.025-1.314) | 1,6 | 9,9 |
FAP: fracción atribuida poblacional; IC95%: intervalo de confianza del 95%.
Mortalidad atribuida al humo ambiental de tabaco y su intervalo de confianza del 95% en función del consumo de tabaco por sexo y comunidad autónoma
Comunidad autónoma | Varones, n (IC95%) | Mujeres, n (IC95%) | ||||
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Fumadores | Exfumadores | Nunca fumadores | Fumadores | Exfumadores | Nunca fumadores | |
Andalucía | 529 (487-638) | 430 (335-514) | 209 (158-249) | 123 (108-149) | 52 (44-71) | 285 (208-386) |
Aragón | 52 (44-67) | 46 (36-67) | 19 (16-28) | 13 (11-17) | 8 (5-13) | 43 (22-66) |
Principado de Asturias | 23 (19-29) | 27 (19-30) | 8 (6-9) | 7 (5-9) | 5 (3-5) | 15 (10-17) |
Islas Baleares | 29 (23-40) | 28 (22-39) | 9 (7-13) | 8 (8-12) | 4 (4-6) | 11 (11-18) |
Canarias | 85 (62-99) | 65 (46-78) | 34 (25-42) | 23 (18-32) | 10 (7-14) | 35 (27-52) |
Cantabria | 16 (13-21) | 14 (12-20) | 6 (5-9) | 7 (6-9) | 2 (2-3) | 6 (3-5) |
Castilla y León | 72 (59-94) | 93 (74-132) | 30 (23-44) | 20 (16-25) | 11 (8-15) | 62 (38-92) |
Castilla-La Mancha | 77 (63-96) | 71 (60-95) | 32 (26-44) | 15 (13-19) | 6 (5-8) | 37 (31-55) |
Cataluña | 126 (202-159) | 134 (104-175) | 39 (32-52) | 36 (31-46) | 21 (17-28) | 81 (57-122) |
Comunidad Valenciana | 183 (149-222) | 186 (144-237) | 61 (48-77) | 52 (42-62) | 27 (19-36) | 107 (70-150) |
Extremadura | 33 (27-47) | 26 (19-33) | 6 (4-8) | 6 (5-9) | 3 (2-5) | 17 (10-34) |
Galicia | 60 (51-80) | 74 (66-115) | 36 (33-55) | 23 (19-31) | 13 (9-18) | 75 (43-118) |
Comunidad de Madrid | 82 (66-105) | 97 (81-139) | 27 (23-43) | 47 (33-59) | 30 (22-44) | 91 (56-139) |
Región de Murcia | 39 (29-47) | 39 (22-46) | 11 (6-14) | 8 (7-11) | 4 (3-6) | 23 (16-35) |
Comunidad Foral de Navarra | 17 (12-20) | 17 (10-19) | 5 (3-6) | 6 (5-8) | 5 (4-8) | 12 (7-20) |
País Vasco | 45 (37-61) | 47 (41-67) | 16 (14-24) | 14 (12-20) | 10 (8-15) | 23 (16-40) |
La Rioja | 5 (4-7) | 6 (4-7) | 2 (2-3) | 2 (2-3) | 1 (1-1) | 4 (4-7) |
Total | 1.474 (1.401-1.621) | 1.400 (1.293-1.554) | 549 (502-618) | 410 (389-454) | 210 (199-248) | 927 (820-1.073) |
La carga de MA al HAT sobre la MO por cardiopatía isquémica y cáncer de pulmón varió entre CC.AA. En el caso de los varones, desde un 0,7% en el Principado de Asturias hasta un 3,6% en Andalucía; entre las mujeres, desde un 0,6% en el Principado de Asturias a un 2,6% en Andalucía. La cardiopatía isquémica fue la principal causa de muerte en todas las CC.AA. y ambos sexos. La tasa bruta de mortalidad varió en varones desde 46,6 muertes cada 100.000 habitantes en Andalucía a 10,7/100.000 en la Comunidad de Madrid (tabla 1). En las mujeres, varió entre 17,0 muertes/100.000 habitantes en Andalucía a 5,5/100.000 en Cataluña. En todas las CC.AA., la mayor carga de MA se observó en no fumadores, especialmente en mujeres nunca fumadoras (tabla 2).
Las tasas estandarizadas por edad en varones variaron desde 56,1 muertes/100.000 habitantes en Andalucía a 12,8/100.000 en la Comunidad de Madrid. En mujeres, desde 18,2 muertes/100.000 habitantes en Andalucía a 5,4 muertes/100.000 en el País Vasco (figura 1 y tabla 1). Tanto las tasas brutas como las estandarizadas variaron en los trienios analizados (tabla 5 del material adicional).
Al realizar las estimaciones de MA empleando los riesgos relativos utilizados en los estudios previos que estimaron la MA en España, resultaron en 6.134 muertes (IC95%, 5.923-6.624), lo que supone un incremento del 23,4% frente a la MA obtenida con los riesgos aplicados en este análisis.
Si además se incluye en el análisis la EPOC y la ECV, se estimaron en 9.579 (IC95%, 9.290-10.240) las muertes atribuidas a la exposición al HAT en el periodo 2016-2021. El mayor aumento en la MA al incluir la EPOC y la ECV se observó en Andalucía. Así, la tasa de mortalidad de varones estandarizada por edad pasó de 56,1 muertes a 112,5 muertes/100.000 habitantes y la de las mujeres, de 18,2 a 38,0 muertes/100.000 habitantes (figura 2).
Tasas de mortalidad por cáncer de pulmón, cardiopatía isquémica, EPOC y enfermedad cerebrovascular atribuidas al humo ambiental de tabaco. Las tasas se presentan estandarizadas por edad, en función de la comunidad autónoma y del sexo. EPOC: enfermedad pulmonar obstructiva crónica.
En el periodo 2016-2021 la exposición al HAT causó en España aproximadamente 5.000 muertes por cardiopatía isquémica y cáncer de pulmón, y superaría las 9.000 si se valorasen EPOC y ECV. La carga de MA a la exposición al HAT es desigual entre CC.AA., donde Andalucía destaca por observarse mayor impacto.
A pesar de que se disponía de estimaciones previas de MA para España, esta es la primera vez que se estima para sus 17 CC.AA. Esto permite observar el impacto desigual que la exposición al HAT tiene en la mortalidad de cada autonomía. Cabe resaltar las diferencias en el número de habitantes y en el índice de envejecimiento entre CC.AA.: Andalucía es la comunidad más poblada de España y representa el 18% de la población española, seguida de Cataluña, con un 16% de la población. En cuanto a la carga de MA al HAT, se observaron diferencias relevantes entre estas CC.AA.; así, Andalucía acumula el 33% de la MA por cardiopatía isquémica y cáncer de pulmón, mientras que Cataluña acumula el 9%. Se debe tener en cuenta el índice de envejecimiento, que en España es diferente entre CC.AA., lo que se asociaría con una diferencia en la carga de mortalidad no asociada con la exposición al HAT y sí con la edad. El índice nacional de envejecimiento se sitúa en 129,1 y varía entre CC.AA.; así, el Principado de Asturias presenta un índice de envejecimiento de 231,1 y la Región de Murcia, de 90,3. Andalucía se sitúa entre las CC.AA. menos envejecidas (índice de envejecimiento, 107,8), al igual que Cataluña (índice de envejecimiento, 120,1)22. Sin embargo, las tasas estandarizadas por edad siguen situando a Andalucía como la comunidad donde la carga de MA a la exposición al HAT es más alta, tanto en varones como en mujeres. En varones, se debe destacar que la tasa de MA en Andalucía cuadruplica la de la comunidad con la menor tasa, la Comunidad de Madrid (56,1 frente a 12,8 muertes/100.000 habitantes). Estas variaciones en la MA se explican en buena medida por las diferencias en la prevalencia de exposición al HAT en las CC.AA. Así, Andalucía presenta prevalencias de exposición al HAT por encima del 25% en varones y mujeres menores de 65 años en comparación con la Comunidad de Madrid, que presenta prevalencias próximas al 10%. Esta variabilidad en la prevalencia de exposición se relaciona con diferencias en los hábitos de vida y el grado de cumplimiento de la ley de control del tabaquismo. Así, en Andalucía la prevalencia de consumo de tabaco es de las más altas de España y la Comunidad de Madrid, de las más bajas23. Otros aspectos asociados con el ocio podrían influir. Andalucía es una de las CC.AA. con mayor número de bares por cada 100.000 habitantes y la Comunidad de Madrid tiene el menor24. En relación con el cumplimiento de la ley de control del tabaquismo, no se puede contrastar este aspecto, pues las encuestas de las que derivan los datos de prevalencia de exposición, ENSE y EESE, no disponen de datos detallados de la exposición al HAT en función del ámbito donde se produce.
La MA a la exposición al HAT, al igual que se observó en estudios previos en España, es más alta en los varones. La mayor prevalencia de exposición y la mayor MO explican fundamentalmente estas diferencias. Se debe tener en cuenta que la MO por las causas en estudio, excepto la ECV, es más alta en varones, con importantes diferencias, especialmente en los casos del cáncer de pulmón y la EPOC17. De ambas enfermedades, el consumo de tabaco es el principal factor de riesgo, y se debe tener en cuenta que en España la introducción de las mujeres al consumo de tabaco ha sido tardía en comparación con los varones23.
Cuando se distribuye la MA en función del hábito tabáquico, destaca el impacto de la exposición al HAT en la mortalidad de las mujeres nunca fumadoras, donde supone el 60% de la MA, frente al 16% en los varones. Esto se asocia con las diferencias por sexo de la prevalencia de consumo en España, donde la prevalencia de nunca fumadoras es más alta entre las mujeres23.
La comparación de los resultados de este estudio con otros realizados en otros países es complicada. En los últimos 5 años se han realizado 3 estudios en China25, Estados Unidos26 y Marruecos27 estrictamente comparables en cuanto a causa y edad. Marruecos sitúa la carga de MA frente a la observada en población de 35 o más años en el 0,63%; este valor en España fue el 0,19% en 2021 (datos no mostrados). Diferencias en la prevalencia de exposición al HAT, la estructura etaria, los hábitos de vida o la diferencia en el periodo temporal de la estimación podrían explicar las diferencias entre estudios.
FortalezasEste estudio aporta por primera vez estimaciones de MA en todas las regiones que componen un país. Esta es una de las principales fortalezas, ya que supondrá una importante fuente de información para los decisores políticos, que podrían implementar decisiones informadas orientadas al control del tabaquismo basadas en evidencia científica. En España, la última ley de control del tabaquismo es de 2010 y desde entonces la legislación nacional en esta materia no ha evolucionado y la autonómica ha evolucionado de modo desigual, donde destacan la prohibición de Canarias de fumar en las playas o la intención de Cataluña de prohibir que se fume en las terrazas de bares y restaurantes.
También resalta que es la primera vez que se emplean prevalencias de exposición al HAT en las CC.AA. por sexo y grupos de edad, calculadas mediante un modelo de áreas pequeñas. Estos modelos se han aplicado anteriormente y permitieron mejorar la precisión de las estimaciones de consumo de tabaco14,15. Otra de las fortalezas es el análisis de sensibilidad, ya que proporciona una aproximación detallada a los desafíos metodológicos que se plantean al realizar este tipo de análisis. Las estimaciones presentadas son las más conservadoras posibles, pues solo se incluyen las causas de muerte que en 2006 el informe del Surgeon General asoció causalmente con la exposición al HAT. Actualmente, la evidencia apunta a una relación causal con la EPOC y la ECV28-30, si bien se ha preferido mantener estas causas en el análisis de sensibilidad y apoyarse en la evidencia de relaciones causales establecidas. Además, en este análisis se estima la MA con independencia del estado del consumo de tabaco. En este punto es fundamental destacar que en los fumadores el riesgo que supone la exposición al HAT es despreciable en comparación con el riesgo que supone el consumo, si bien la evidencia de efectos sinérgicos, que podrían ser aditivos, entre consumo de tabaco y exposición al HAT en las causas de muerte estudiadas está establecido31,32. Así, estimar el impacto que la exposición al HAT tiene en la mortalidad de los fumadores es relevante. Para terminar, los datos de mortalidad derivan de un registro de alta calidad, en el que el número de muertes identificadas con la rúbrica código basura (R99 de la CIE-10) es del 0,7%.
LimitacionesEste estudio también presenta limitaciones. Entre ellas destaca no disponer de datos de prevalencia de exposición al HAT anuales, lo que impide valorar en detalle el impacto de la exposición en la mortalidad. Así, las estimaciones se realizaron en 2 trienios (2016-2018 y 2019-2021), asumiendo que no había cambios en la exposición en los años extremos frente al año intermedio. Para estimar la MA en 2016 se emplean las prevalencias de 2017, más próximas en el tiempo que las de 2014, si bien las estimaciones puntuales de prevalencia son similares en ambos años. La prevalencia de exposición al HAT se estima a partir de declaraciones, lo que puede estar subestimando la prevalencia33 y, por lo tanto, la MA. En cuanto a las prevalencias de exposición, se debe tener en cuenta que no se consideran expuestas a las personas que declaran exposiciones esporádicas, lo que podría estar subestimando la MA. En relación con los riesgos, estos no derivan de estudios realizados en población española, aunque son la mejor evidencia disponible, ya que derivan de estudios de cohortes con largos seguimientos de grandes grupos de población o de metanálisis rigurosos. La estimación presentada es una subestimación del impacto real del HAT, ya que se refiere a población adulta y no se ha incluido el impacto en la mortalidad infantil vinculada con el síndrome de muerte súbita del lactante. Por último, en el análisis se incluye el año 2020, año de la pandemia por la enfermedad coronavírica de 2019 (COVID-19). Se estima que en España la COVID-19 produjo 60.358 muertes confirmadas en 2020 y 14.481 más por COVID-19 no identificada pero sospechada17. El impacto que esta mortalidad ha podido tener en la estimación aquí presentada es incierto.
CONCLUSIONESEn España la exposición al HAT produce cada día aproximadamente 2 muertes que son totalmente evitables. El impacto de la exposición en la mortalidad varía entre las CC.AA. de España, por lo que es necesario que el Gobierno y las autoridades autonómicas legislen en consecuencia, sobre todo en las comunidades donde la carga de MA es mayor. Para ello, deben analizarse iniciativas y medidas implantadas en lugares que han conseguido disminuir la prevalencia de exposición al HAT, como California. Así, prohibir el consumo de tabaco en zonas públicas34, como playas o parques estatales35, fumar en coches en los que viajen menores36 o fumar en edificios multifamiliares37 aumentaría la protección poblacional contra el HAT y facilitaría la concienciación de la población para reducir la exposición a un factor de riesgo con un importante impacto en la mortalidad, especialmente por cardiopatía isquémica.
FINANCIACIÓNEste estudio ha sido financiado por el Instituto de Salud Carlos III (ISCIII) mediante el proyecto «PI22/00727» y cofinanciado por la Unión Europea. También ha recibido financiación de la beca SEPAR 2023 «Proyecto 1426».
CONSIDERACIONES ÉTICASEste trabajo se ha elaborado siguiendo las recomendaciones internacionales sobre investigación clínica de la Declaración de Helsinki. No ha sido necesaria la aprobación de un Comité de Ética ni tampoco la solicitud de consentimiento informado, ya que el presente estudio no implica la participación de seres humanos, incluido material humano identificable o datos identificables, y tampoco se realiza ninguna intervención humana. Tanto en el diseño del estudio como en los análisis se tuvo en cuenta la variable sexo.
DECLARACIÓN SOBRE EL USO DE INTELIGENCIA ARTIFICIALNo se han usado herramientas de inteligencia artificial en ninguna de las fases implicadas en la elaboración del presente manuscrito.
CONTRIBUCIÓN DE LOS AUTORESJ. Rey-Brandariz: conceptualización, adquisición de datos, interpretación de los resultados, edición y revisión crítica del manuscrito; C. Guerra-Tort: análisis de datos, interpretación de los resultados, edición y revisión crítica del manuscrito; D.C. López-Medina y G. García: adquisición de datos, interpretación de los resultados y revisión crítica del manuscrito; A. Teijeiro, R. Casal-Fernández y C. Candal-Pedreira: interpretación de los resultados y revisión crítica del manuscrito; L. Varela-Lema y A. Ruano-Ravina: conceptualización, interpretación de los resultados y revisión crítica del manuscrito; M. Pérez-Ríos: conceptualización, obtención de la financiación, redacción del borrador original y edición. Todos los autores han leído y aprobado la versión final del manuscrito.
CONFLICTO DE INTERESESLos autores declaran no tener conflictos de intereses.
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La exposición al HAT aumenta el riesgo de muerte por cardiopatía isquémica y cáncer de pulmón. Hasta ahora, 3 estudios han estimado la MA a la exposición al HAT en España. Sin embargo, ninguno ha proporcionado estimaciones diferenciadas por comunidad autónoma.
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Entre 2016 y 2020, la exposición al HAT causó 4.970 muertes en personas de edad ≥ 35 años en España, de las que 3.230 fueron por cardiopatía isquémica y 1.740 por cáncer de pulmón. La carga de MA fue diferente entre CC.AA. Así, la mayor tasa de mortalidad se observó en Andalucía tanto en varones como en mujeres y la menor, en la Comunidad de Madrid en varones y en Cataluña en mujeres.