La salud está condicionada en gran medida por los determinantes sociales1. Las circunstancias en las que una persona nace, crece, trabaja y envejece determinan no solo las 3 dimensiones de su salud, física, psíquica y social2, sino también su esperanza de vida3. Las desigualdades en salud pueden ser explicadas por las diferentes condiciones de vida de las personas, las cuales dependen de su contexto político y socioeconómico (determinantes estructurales) y de sus oportunidades de educación y de empleo que determinarán su trabajo, vivienda, lugar de residencia, etc. (determinantes intermedios)4. Las desigualdades en salud son injustas y evitables, y sus consecuencias han sido ampliamente demostradas. La exposición a unas condiciones de vida desfavorables durante la infancia tiene un gran impacto en el desarrollo de la salud a largo plazo durante la vida adulta5, por ello las intervenciones implementadas en las primeras etapas de la vida son más coste-efectivas6.

Numerosos estudios utilizan el lugar de residencia como determinante socioeconómico, utilizando indicadores como el nivel educativo, desempleo, tipo de profesión o renta per cápita de la población residente7. Se ha demostrado la relación inversa entre mortalidad y nivel socioeconómico entre ciudades y entre distritos o barrios de una misma ciudad8,9. El empleo del código postal como geolocalizador e indicador del nivel socioeconómico ha demostrado su utilidad10; sin embargo, los estudios del grupo MEDEA en España están empleando secciones censales para demostrar dicha relación para distintas causas de muerte11,12. Otros estudios demuestran la mayor frecuentación hospitalaria en miembros de clases sociales más desfavorecidas13,14 y la desigual utilización de los distintos recursos sanitarios15,16. Pero no son frecuentes los estudios que evalúen el efecto del lugar de residencia, como indicador del nivel socioeconómico, en la salud de las niñas y niños en España.

Una revisión sistemática de estudios sobre el efecto de las desigualdades sociales en la salud infantil y adolescente en España17 comprobó la gran diversidad de indicadores usados como determinantes sociales y la escasez de estudios en la etapa preescolar. Las condiciones pediátricas más estudiadas fueron obesidad18, salud mental19 y salud dental20, evidenciándose en ellas el efecto negativo de tener un bajo nivel socioeconómico. Estudios realizados en EE. UU.21,22 han demostrado esta relación en esas y otras patologías como prematuridad, bajo peso al nacer, fallo de medro, trastornos de conducta y del aprendizaje, traumatismos, intoxicaciones y asma, patología esta última donde se demuestra un mayor número de hospitalizaciones a menor nivel socioeconómico23,24. Un estudio prospectivo en una cohorte de recién nacidos seguidos durante 10 años también demostró una mayor morbilidad por enfermedades respiratorias, digestivas, traumatismos e intoxicaciones en pacientes con menos recursos25. Por último, existen investigaciones que comprueban una mayor frecuentación hospitalaria, estancia media, costes hospitalarios26-28 e, incluso, mayor mortalidad intrahospitalaria25,29 en los ingresos pediátricos procedentes de áreas con niveles socioeconómicos bajos.

La ciudad de Sevilla creció hacia la periferia sobre todo en la segunda mitad de siglo xx, cuando se construyeron y ampliaron la mayoría de los barrios obreros presentes en la actualidad30. Administrativamente se divide en 11 distritos31, de los que 6 de ellos superan el percentil 75 de la distribución por renta anual media per cápita32: Casco Antiguo, Nervión, San Pablo-Santa Justa, Bellavista-La Palmera, Triana y Los Remedios. Las zonas de necesidad de transformación social (ZNTS) se definen como aquellos espacios urbanos con población en una situación estructural de pobreza grave o marginación social. Para ello se utilizan indicadores de vivienda, educación, desempleo, deficiencias higiénico-sanitarias y fenómenos de desintegración social33. El Servicio Sanitario Público Andaluz implementa un plan de actuación adaptado a las necesidades de las ZNTS. En Sevilla hay identificadas 11 ZNTS que están situadas en los 5 distritos con menor renta anual media per cápita34. Estos 5 distritos se encuentran rodeando el centro de la ciudad en sus extremos norte, este y sur-este de la ciudad.

Los objetivos de este estudio son: 1) analizar la influencia del lugar de residencia en las características hospitalarias de los ingresos de las niñas y niños de Sevilla, y 2) describir las tasas de hospitalización de los diagnósticos principales más frecuentes por distrito de la ciudad.

Estudio observacional, transversal, de las causas más frecuentes de ingreso pediátrico en la ciudad de Sevilla en función del lugar de residencia. El objetivo 1 se desarrolla mediante un estudio analítico con la unidad de análisis «ingresos hospitalarios» y el objetivo 2 se realiza mediante un estudio descriptivo ecológico con la unidad de análisis «distritos de Sevilla». La fuente de datos utilizada es el Conjunto Mínimo Básico de Datos al Alta (CMBD)35 de los 2 hospitales públicos de referencia para las personas cuya residencia está en la ciudad de Sevilla: hospitales universitarios Virgen del Rocío y Virgen Macarena. Se incluyen los episodios de ingreso cuya alta se produjo entre el 01 de enero del 2014 y el 31 de diciembre del 2014. Los criterios de exclusión son: edad igual o superior a 15 años, códigos postales distintos de los comprendidos entre 41001 y 41020 (los no pertenecientes a la ciudad de Sevilla), sin información sobre el código postal o sobre el diagnóstico principal y todos los reingresos. Para preservar la independencia de las observaciones, en caso de que un paciente ingrese en más de una ocasión, se incluye solo el primero de todos sus ingresos. Tras aplicar estos criterios, se cuenta con un total de 2.660 sujetos en el estudio (fig. 1).

Figura 1.

Diagrama de flujo de la selección de los ingresos hospitalarios del estudio.

(0.23MB).

Las variables independientes son: edad, sexo, código postal, distrito y ZNTS. Las variables dependientes son: tipo de ingreso, hospital, estancia hospitalaria, tipo de alta y diagnóstico principal, codificado este según la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-9-MC)36. Las variables distrito y ZNTS se crean a partir de la variable código postal en función de la distribución de códigos postales por distritos indicadas por el Ayuntamiento de Sevilla (fig. 2)31 y de los códigos postales que contienen los barrios clasificados por la Junta de Andalucía como ZNTS34, respectivamente (tabla 1). La división administrativa de la ciudad de Sevilla (distritos) no siempre coincide exactamente con la división postal (códigos postales). El criterio seguido para asignar los códigos postales a los distritos ha sido que el 75% o más de las vías estén contenidas en un distrito. Este criterio se ha cumplido en todos los códigos postales excepto en 41008 (55,1% de sus calles en Macarena), 41016 (70,8% de sus calles en Este) y 41019 (52,4% de sus calles en Norte). El 41019ha sido asignado al distrito Este dada su proximidad física, mientras que los otros 2 casos se han asignado al distrito que contenía el mayor porcentaje de vías.

Figura 2.

Distritos de la ciudad de Sevilla.

(0.26MB).

Para calcular las tasas de los diagnósticos principales de ingreso se tienen en cuenta aquellos que representan el 1% o más del total de los 2.660 ingresos incluidos (tabla 2). El código 518.81: «fracaso respiratorio agudo» (5,49%) ha sido añadido a las categorías asma, bronquitis o neumonía, si estas aparecieron como diagnóstico secundario. Se han agrupado los códigos pertenecientes a las categorías bronquitis, bronquiolitis y broncoespasmos, así como también los de neumonía, epilepsia y convulsiones no especificadas, hipertrofia adenoidea e hipertrofia amigdalar y recién nacido de bajo peso con el de prematuridad y retraso en el crecimiento intrauterino (RCIU). Los códigos del 780 al 799 («síntomas, signos y estados mal definidos») han sido atribuidos a otras categorías mejor definidas si alguna de ellas aparecieron en el diagnóstico secundario. A pesar de que el total de sujetos con asma como motivo principal no alcanza el 1%, se ha decidido conservar dada la bibliografía existente respecto a su relación con el lugar de residencia23,24. Los diagnósticos principales codificados con 780.6 («fiebre y otros trastornos fisiológicos de la regulación de la temperatura») y 599 («otros trastornos de uretra y tracto urinario») se han excluido a pesar de superar ligeramente el 1%, por ser inespecíficos en el primer caso, o estar incompleta su codificación, en el segundo.

El análisis de la influencia del lugar de residencia sobre la distribución y las características de las hospitalizaciones se ha realizado mediante análisis bivariante con la variable ZNTS como variable independiente. El análisis bivariante entre sexo y diagnóstico principal se ha realizado para decidir incluir un análisis detallado de la perspectiva de género. Los test estadísticos utilizados han sido el test de la χ2, test de Fisher y t de Student mediante el programa R i386 3.3.0, fijándose el nivel de significación estadística para p<0,05.

Para el cálculo de las tasas de hospitalización se ha creado una segunda unidad de análisis con los 11 distritos de la ciudad y con los distritos agrupados según contuvieran o no ZNTS. La fuente de datos utilizada para el cálculo de denominadores ha sido el Padrón de Habitantes de Sevilla con fecha de 01 de enero del 201537. Se ha utilizado la población total de menores de 15 años de Sevilla y para los 2 diagnósticos neonatales incluidos el número de nacidos en el año 2014. Las tasas específicas se han calculado con dichas poblaciones por cada distrito y por la agrupación de distritos con y sin ZNTS. La comparación de tasas por distritos con y sin ZNTS se ha realizado por medio del cálculo de índices de tasas.

El análisis univariante de las variables demográficas y hospitalarias se muestra en la tabla 3. El grupo de edad con mayor proporción de ingresos fue el de menores de 5 años (61,95%). La media de edad al ingreso de las hospitalizaciones procedentes de distritos con ZNTS fue de 3,80 años, mientras que en las procedentes de distritos sin ZNTS fue de 4,37 años (t de Student; p<0,001). La mayoría de los ingresos correspondieron a niños (56,69% niños vs. 43,23% niñas). No hubo asociación estadísticamente significativas entre sexo y procedencia de ZNTS (test de la χ2; p=0,475), ni entre sexo y ninguno de los diagnósticos principales excepto para neumonía, que se presentó con mayor frecuencia en niñas: 2,7% vs. 1,4% (test χ2; p=0,017). La proporción de ingresos urgentes fue mayor en las hospitalizaciones procedentes de distritos con ZNTS que sin ellas: 73,50% vs. 66,10% (test de la χ2; p<0,001). No se encontraron diferencias estadísticamente significativas en los tipos de alta (test Fisher; p=0,909). El 50% de las defunciones intrahospitalarias (n=10) se produjo en ingresos procedentes de ZNTS. La estancia media en ambos grupos fue similar: 5,68 días para los ingresos procedentes de ZNTS vs. 5,54 días en los que no procedían de ZNTS (t de Student; p=0,744).

No se hallaron diferencias estadísticamente significativas en el análisis bivariante de la unidad «ingresos hospitalarios» entre ZNTS y ninguno de los diagnósticos principales. Para los diagnósticos neonatales se analizaron tan solo los ingresos de menores de 28 días (n=512), obteniéndose valores de p próximos a la significación estadística para el caso de recién nacido de bajo peso, prematuro o RCIU (test de la χ2; p=0,051). En el caso de recién nacido afectado de infección materna, el valor p ascendió a 0,627. Sin embargo, la descripción de las tasas brutas de hospitalización y específica de la unidad de análisis «distritos de Sevilla» si muestra diferencias de distribución de la frecuentación hospitalaria en función de los diferentes distritos (tablas 4 y 5). La tasa bruta de hospitalización de todos diagnósticos principales incluidos fue superior en los distritos que contenían ZNTS (índice de tasa bruta=1,8). Excepto en el caso de la hipertrofia adenoidea y/o amigdalar, todas las tasas específicas de hospitalización fueron superiores en los distritos con ZNTS, siendo estas diferencias mayores en el caso de las infecciones respiratorias, asma, epilepsia/convulsiones y hernia inguinal, cuyos índices fueron iguales o superiores a 1,8 (tabla 6).

Las niñas y los niños residentes en distritos con menor nivel socioeconómico de Sevilla ingresan en los hospitales públicos de referencia con mayor frecuencia, con una mayor proporción de ingresos urgentes frente a programados y con una edad media menor. El lugar de residencia influye, por tanto, en algunas de las características hospitalarias de los ingresos pediátricos, así como también en las tasas de hospitalización de los motivos de ingreso más frecuentes.

Estos resultados son concordantes con publicaciones que demuestran la mayor frecuencia de hospitalizaciones pediátricas en pacientes con menor nivel socioeconómico13,14,38. Sin embargo, no se detectaron diferencias estadísticamente significativas en la estancia media como sí demostraron otros estudios26-28. La relación entre mortalidad intrahospitalaria y nivel socioeconómico ha mostrado resultados contradictorios en distintas investigaciones25,26,29. En nuestro estudio, la mortalidad intrahospitalaria no se asoció al nivel socioeconómico.

Los ingresos de pacientes menores de 5 años fueron los más frecuentes (61,95%). La edad media al ingreso de las niñas y niños procedentes de distritos con ZNTS fue 7 meses menor (p<0,001) y casi 3 de cada 4 de sus hospitalizaciones tuvieron carácter urgente (p<0,001). Esto podría ser explicado por una mayor morbilidad o gravedad de sus patologías o por mayores dificultades en su manejo extrahospitalario, sobre todo para enfermedades más sensibles al mismo, como el asma14. No se obtuvieron diferencias estadísticamente significativas en los análisis por sexo del lugar de procedencia ni de los diagnósticos principales incluidos (exceptuando la neumonía, más frecuente en niñas), por lo que no se ha desarrollado un análisis más detallado por género.

El 62,1% de la población menor de 15 años residente en la ciudad de Sevilla lo hace en los distritos que contienen ZNTS, es decir, aquellos con menor nivel socioeconómico. Para anular el efecto de la desigual distribución de la población infantil de la ciudad sobre las hospitalizaciones, se han calculado las tasas de hospitalización por los motivos principales de ingreso. El índice de la tasa bruta de hospitalización es superior en los distritos con menor nivel socioeconómico (1,8). Los distritos Macarena y Norte son los que presentan una mayor tasa específica de hospitalización, siendo el distrito Macarena el de mayor tasa en 6 de los 10 diagnósticos principales analizados. Todas las tasas específicas de hospitalización por distrito fueron mayores en los de menor nivel socioeconómico, exceptuando el diagnóstico de hipertrofia amigdalar y/o adenoidea. La magnitud de esta diferencia fue mayor en los diagnósticos referentes a patología respiratoria, hernia inguinal y epilepsia/convulsiones, donde los índices de tasa específica igualaron o superaron al índice de tasa bruta por ZNTS. Cabe destacar la gran diferencia encontrada en las hospitalizaciones por asma de pacientes procedentes de distritos con menor nivel socioeconómico (índice de tasa=4,6), lo cual concuerda con otras publicaciones14,23,24. Por contra, se aprecia una menor magnitud de diferencia en los índices de tasas de hospitalización de las enfermedades que llevan asociadas procedimientos invasivos diagnóstico-terapéuticos (reflujo gastroesofágico, apendicitis e hipertrofia amigdalar y/o adenoidea), excepto para el caso de hernia inguinal, cuya explicación puede ser su asociación con la prematuridad, más frecuente en distritos de menor nivel socioeconómico.

El distrito Cerro-Amate es el que presenta una mayor tasa de hospitalización en los 2 diagnósticos neonatales incluidos en el estudio. Al igual que afirman otros estudios21,22,25, los distritos con menor nivel socioeconómico son los que tienen mayor tasa de hospitalización por bajo peso, prematuridad o RCIU. El predominio del patrón de cuidados informales basado en la mujer de las zonas deprimidas (donde la carga de cuidados es mayor por tener mayores componentes familiares a su cargo), el estrés causado por circunstancias relacionadas con la adversidad económica, la mayor frecuencia de puestos de trabajo no cualificado que precisan mayor esfuerzo físico y las dificultades de seguimiento del embarazo pueden ser factores que expliquen este hallazgo. En cuanto a los ingresos por infección materna, la ausencia y el bajo número de observaciones de ingresos en algunos distritos, y el hecho de que la estancia de los recién nacidos en los servicios de maternidad no consta como ingreso hospitalario, han podido infravalorar la magnitud de la diferencia para este diagnóstico.

Entre las limitaciones de este estudio se encuentran la utilización exclusiva de ingresos en hospitales públicos de la ciudad, lo cual puede infravalorar la tasa de hospitalización de los distritos con mayor nivel socioeconómico. Esta limitación ha podido excluir hasta un 16,1% de todos los ingresos pediátricos de la ciudad39. El uso del código postal como variable que define el lugar de residencia es otra de las limitaciones, dado que la división postal de la ciudad tiene algunas discordancias con la administrativa. Este hecho ha podido contribuir al sesgo de clasificación principalmente en 3 de los 20 códigos postales de la ciudad. La utilización de unidades amplias de división territorial para el cálculo de tasas y análisis bivariante, ha podido infravalorar las diferencias existentes en unidades territoriales más pequeñas como barriadas o secciones censales, en especial, las declaradas como ZNTS40. Por último, la extrapolación de las tasas de hospitalización calculadas con datos agregados a individuos tiene el riesgo de cometer la falacia ecológica.

Este trabajo es uno de los pocos realizados en España que analiza la influencia del lugar de residencia como factor socioeconómico en las principales causas de hospitalizaciones pediátricas, y el primero, a nuestro conocimiento, que se realiza tras el inicio de la crisis económica actual. Entre sus fortalezas cabe mencionar la utilización del CMBD como fuente de datos, ya que aporta objetividad y comparabilidad para futuras investigaciones. Los registros de los 2 hospitales de referencia de Sevilla aportan un gran número de ingresos para poder realizar el análisis, evitando las duplicidades y conservando la independencia de observaciones al excluir los reingresos. La disponibilidad de los datos demográficos de la ciudad37 ha facilitado el cálculo directo de las tasas sin necesidad de estandarizar. Por otro lado, la definición y la identificación de las ZNTS realizada por la Conserjería para la Igualdad y Bienestar de Andalucía34 han permitido utilizar un criterio socioeconómico institucional.

Los efectos perjudiciales de la pobreza en la salud de las niñas y los niños son múltiples y sus repercusiones actúan a largo plazo en un organismo en desarrollo6,21,22. Si bien es cierto que utilizar las hospitalizaciones pediátricas como método para evidenciar esta asociación excluye una gran parte del espectro de la salud y, en especial, la atención primaria, este enfoque puede ser un punto de partida que oriente futuras líneas de investigación en esta área. El papel de la pediatría es fundamental en la identificación, la prevención y el tratamiento de dichas consecuencias, pero también en la sensibilización de las autoridades políticas para evitar el efecto las desigualdades en la salud iniciadas a edades tan tempranas.

Los autores declaran no tener conflicto de intereses.