Efectos a corto plazo de la contaminación atmosférica sobre la mortalidad: Resultados del proyecto EMECAM en dos ciudades de Asturias (página 3)

Las estimaciones del riesgo relativo de cada contaminante respecto a cada causa de mortalidad, obtenidas tras el análisis mediante regresión de Poisson, se presentan en las tablas 4 y 5 y en la figura 3. Para la mortalidad total se encuentra una asociación positiva y estadísticamente significativa en el NO2 en Gijón, mientras que en Oviedo, aunque la estimación puntual del riesgo relativo es positiva, el intervalo de confianza engloba la unidad. Se detectan asociaciones negativas estadísticamente significativas para las partículas en Gijón y para el SO2 en Oviedo (aunque la significación estadística es inconsistente cuando comparamos las 2 técnicas de determinación, manual y automática). Por último, para la mortalidad cardiocirculatoria la mayoría de las asociaciones encontradas son positivas y, en el caso de Gijón, estadísticamente significativas, especialmente con el NO2.

Tabla 4 Estimaciones de la asociación entre contaminantes y mortalidad en Gijón: riesgo relativo para cada 10 m g/m3 (1 mg/m3 para CO) e intervalos de confianza. Se especifica el retardo (ret*) de contaminante con asociación más significativa.

Tabla 5 Estimaciones de la asociación entre contaminantes y mortalidad en Oviedo: riesgo relativo para cada 10 m g/m3 (1 mg/m3 para CO) e intervalos de confianza. Se especifica el retardo (ret*) de contaminante con asociación más significativa.

DISCUSIÓN

Los niveles de contaminación encontrados en Oviedo y Gijón pueden considerarse globalmente bajos y, ocasionalmente, medios. En Gijón, en el período a estudio, los niveles de partículas en suspensión y de CO son mayores que en Oviedo. Por contra Oviedo presenta niveles superiores de NO2 y SO2. Estas diferencias pueden explicarse, en parte, por la ubicación geográfica de ambas ciudades: Gijón en la costa (facilitando el viento la dispersión de contaminantes), Oviedo en el interior y próxima a una cadena montañosa (más afectada por las situaciones de inversión térmica). También influirían los diversos orígenes de la contaminación: en Oviedo fundamentalmente urbana (tráfico y calefacciones), en Gijón mixta (urbana-industrial). Las mediciones automáticas de SO2 dan valores superiores que las manuales, especialmente en Oviedo. Una posible explicación a este hecho estaría en el diferente número y ubicación de las estaciones pero, incluso en aquéllas que están muy próximas, las correlaciones son sólo moderadas y los niveles son mayores en la medición automática. Aunque en caso de discrepancia suelen considerarse más fiables las determinaciones de las estaciones automáticas, los niveles establecidos por la legislación para el SO2 están basados en técnicas manuales.

En el análisis simple de Poisson, incluyendo sólo una variable de contaminación y una de mortalidad, todos los contaminantes presentan asociación positiva significativa (<0,10) para la mortalidad total en ambas ciudades, excepto el SO2 máx en Gijón y las PST en Oviedo.

Los modelos basales definitivos ajustados para la mortalidad total con el objeto de tener en cuenta el efecto de las variables de control, incluyeron, tanto en Gijón como en Oviedo, términos sinusoidales, gripe y temperatura (las variables originales o alguno de sus retardos o funciones cuadráticas), junto con las variables correspondientes a días de la semana, que se incluían en todos los casos siguiendo el protocolo. Además en Gijón se mantuvieron en este modelo final la humedad relativa y la tendencia (tabla 3).

Tabla 3. Variables incluidas en los modelos basales para cada tipo de mortalidad, en ambas ciudades.

En el modelado de las series de mortalidad se ha conseguido globalmente un buen ajuste, aunque no podemos descartar totalmente la existencia de factores no controlados que puedan afectar a las estimaciones de riesgo.

En la figura 2 podemos comprobar, a modo de ejemplo, la calidad del ajuste del modelo basal para la mortalidad total en Gijón y en Oviedo, mediante las series secuenciales de muertes observadas, muertes predichas por el modelo y residuos. Asimismo, se ha comprobado gráficamente la posible autocorrelación de los residuos y su eliminación tras la inclusión de las series retardadas de mortalidad en el modelo final, a través del uso de funciones de autocorrelación y autocorrelación parcial. 

Figura 2. Series de residuos, muertes observadas y esperadas en los modelos basales de mortalidad total.

 NOTA: Se ha sumado una constante (10 a los observados y 5 a los esperados) para evitar el solapamiento de las series en el gráfico.

Las estimaciones de riesgos para cada contaminante presentan cierta similitud entre Gijón y Oviedo, como podemos comprobar en la figura 3. Los efectos más significativos no se encuentran siempre con el mismo retardo en ambas ciudades. En Gijón los efectos retardados 4 y 5 días son los que aparecen más frecuentemente como significativos. En Oviedo hay una mayor variabilidad en la máxima significación estadística de los efectos retardados. Debemos tener en cuenta que la probabilidad de asociación espúrea, probablemente, sea mayor cuanto más avanzado sea el retardo.  

Figura 3 Estimaciones de riesgo relativo e intervalos de confianza para cada contaminante y cada mortalidad, en ambas ciudades

NOTA: Están representados los retardos más significativos de cada contaminante

En el análisis estratificado por semestres comprobamos que las estimaciones de riesgo difieren en el semestre frío (más próximas al efecto global) y el semestre cálido. Entre las posibles explicaciones estaría la diferente exposición "efectiva" a los contaminantes en ambos períodos, teniendo en cuenta que el tiempo que se permanece en el exterior es mayor en épocas cálidas que en las frías, aunque no podemos descartar otros factores.

La mayor parte de las estimaciones de riesgo tienen intervalos de confianza que incluyen o están muy próximas al efecto nulo. En esta valoración deben tenerse en cuenta dos consideraciones: el número de habitantes (y por tanto el número de fallecimientos diario), tanto en Gijón como en Oviedo son moderados y los niveles de contaminación en ambas ciudades no pueden calificarse de excesivos. Por estos motivos era de esperar que los efectos detectables, si los hubiera, sean pequeños. A pesar de ello y teniendo en cuenta que prácticamente toda la población está expuesta al factor de riesgo contaminación, incluso la detección de riesgos relativos muy pequeños debe considerarse importante desde el punto de vista de la salud pública. En cualquier caso, la inclusión de estos datos en el análisis conjunto del estudio EMECAM, con un volumen muy importante de población y con representatividad de todo tipo de ciudades españolas, aumentaría la capacidad de detectar efectos significativos si los hubiera.

Se han ensayado algunas alternativas al modelado propuesto en el protocolo, en cuanto a los criterios para introducir y mantener variables de control, con objeto de probar la estabilidad de los resultados. Aunque en la mayoría de los casos no varía el signo de las asociaciones, sí se observan pérdidas de significación estadística, con inclusión del valor "no efecto" en el intervalo de confianza.

Teniendo en cuenta todo lo anterior, especialmente las inconsistencias en el sentido de la asociación y en el orden del retardo más significativo para un mismo contaminante respecto a las diferentes causas de mortalidad y la variabilidad de las estimaciones de riesgo obtenidas, con nuestros datos no podemos concluir la existencia de una clara asociación entre los niveles de contaminantes estudiados y la mortalidad.

Un estudio de series temporales como este tiene, al menos, dos importantes ventajas: por un lado los factores de confusión que no varían de un día a otro (por ejemplo la proporción de fumadores en la población o el nivel socioeconómico de los individuos) no afectarían a las estimaciones; por otra parte, es más importante la estimación de las variaciones diarias de la contaminación que un conocimiento exacto de la exposición.

Como todos los estudios ecológicos, la presente investigación tiene también una serie de limitaciones, la mayoría ligadas a la dificultad en la estimación de la exposición a los factores de riesgo. Por un lado, existe el riesgo de detectar asociaciones atribuibles a un sesgo de agregación o falacia ecológica. Por otra parte, aunque estamos atribuyendo una exposición común a toda la población, las diferencias entre los sensores indican que la exposición no es tan homogénea las correlaciones moderadas indicarían que los incrementos y reducciones en la exposición no son totalmente paralelos entre las distintas estaciones, por lo que la búsqueda de correlaciones con la mortalidad (medida de modo conjunto para todo el municipio) podría verse limitada. Una pequeña parte de la población del municipio (el 5% en Gijón y el 9% en Oviedo) reside fuera del casco urbano y no estaría sometida a los mismos niveles de contaminación. El hospital que atiende un mayor volumen de población en Gijón está fuera del casco urbano, y una proporción importante de fallecimientos se produce tras una estancia en el mismo, muchas veces de una duración mayor que el intervalo máximo entre exposición y efecto (5 días) utilizado en este trabajo. Respecto a la variable resultado, debemos tener en cuenta que la mortalidad es una variable sólo moderadamente sensible para detectar los efectos sobre la salud de la contaminación y que las agrupaciones de causas de mortalidad incluyen causas relativamente heterogéneas, que muy probablemente tengan diferente grado de asociación con los niveles de contaminación.

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Alvaro Cañada Martínez (1), Jesús Vicente García González (2), Valentín Rodríguez Suárez (1), Federico Fernández Noval (3), Carmen Fernández Rodríguez (4), Ismael Huerta González (1). (1) Dirección Regional de Salud Pública. Consejería de Servicios Sociales del Principado de Asturias (2) Gerencia de Atención Primaria. Area Sanitaria V (Gijón). Insalud (3) Unidad de Salud Pública Area Sanitaria V (Gijón). Consejería de Servicios Sociales del Principado de Asturias (4) Dirección Regional de Medio Ambiente. Consejería de Fomento del Principado de Asturias

Correspondencia: Alvaro Cañada Martínez. Sección de Análisis e Investigación Epidemiológica. Dirección Regional de Salud Pública. c/ General Elorza, 32. 33001 Oviedo. Tel: 985 10 65 00 (ext 4124) Fax: 985 10 65 20