Tipo of estudio

Estudio de cohorte exploratorio de base poblacional.

Pacientes y seguimiento

Se incluyeron un total de 1,482 pacientes residentes en Manizales con cánceres de mama, cuello uterino, pulmón, próstata y estómago diagnosticados entre 2003 y 2007 y caracterizados en su línea de base por el Registro Poblacional de Cáncer de Manizales -RPC-Manizales- (la información sobre calidad de los datos del RPC-Manizales fue publicada previamente ^19,22, así: 380 casos de cáncer de mama en mujeres (se excluyeron 5 casos en hombres), 226 de cuello uterino, 230 de pulmón (ambos sexos), 296 de próstata, y 347 de estómago. Los porcentajes de casos con verificación microscópica fueron 95.8%, 96.9%, 78.6%, 92.5% y 89.4% para mama, cuello uterino, pulmón, próstata y estómago, respectivamente.

Todos los casos fueron seguidos hasta un máximo de 60 meses o hasta diciembre 31 de 2013 a partir de la fecha de diagnóstico para identificar el evento de estudio (muerte debida a todas las causas) y el tiempo al evento a través de apareamiento de números de identificación personal y nombres de los casos incidentes con los registros de estadísticas vitales provistos por la autoridad sanitaria local; además, realizamos una búsqueda manual en los listados del censo electoral y en las bases de datos de aseguramiento en salud. El seguimiento activo fue realizado mediante la consulta de los expedientes clínicos si estaban disponibles. Cuando solo los datos del año estuvieron disponibles, el mes y el día fueron asignados al 30 de junio. Los pacientes sin el evento (muerte) fueron censurados a los cinco años de seguimiento. Los sujetos fueron considerados vivos si se encontraban en los listados electorales o si fueron reportados como “activos” en las bases de datos de aseguramiento hasta diciembre 31 de 2013. El tiempo de supervivencia fue calculado como la diferencia entre la fecha de incidencia y la fecha de muerte, del último contacto con los servicios de salud, de pérdida del seguimiento, o la fecha en que los casos fueron censurados. Para la fecha de incidencia, el RPC-Manizales usa las reglas de la Red Europea de Registros de Cáncer ²³.

Dieciséis sujetos con diagnóstico solamente clínico quedaron perdidos del seguimiento el día del diagnóstico y, por lo tanto, fueron tratados igual que los casos diagnosticados solo por certificado de defunción (DCO, por su sigla en inglés). Hubo 77 casos DCO, que representaron el 5.2% del total de casos (mama: n= 5 (1.3%); cuello uterino: n= 5 (2.2%); pulmón: n= 29 (12.6%); próstata: n=19 (6.4%) y estómago: n=19 (5.5%)). De acuerdo con los estándares internacionales de registro, un caso es marcado como DCO cuando el certificado de defunción es la única fuente de datos del caso, es decir, no es posible recuperar datos de otras fuentes como reportes de anatomía patológica, imágenes médicas, o registros clínicos. Como los casos DCO por definición no tienen información sobre el tiempo hasta el evento estos fueron excluidos del análisis de supervivencia.

Características clínicas y demográficas

La información sobre subtipo histológico, codificado de acuerdo con la Clasificación Internacional de Enfermedades para Oncología, 3ª revisión -CIEO-3-, estuvo disponible para el 95.2% de los casos; el estadío clínico al momento del diagnóstico según el sistema TNM estuvo disponible en proporciones útiles para el análisis solamente para los pacientes con cánceres de mama (62%) y cuello uterino (42%). Para las otras localizaciones, el estadío clínico estuvo disponible para menos del 30% de los casos y, por lo tanto, no pudo ser utilizado. No hubo casos con dato perdido para la edad al momento del diagnóstico. Más del 85% de los pacientes tuvieron datos completos para la fecha de nacimiento, y sus edades en los registros clínicos fueron consistente con las edades calculadas; para los pacientes sin fecha de nacimiento, la edad en los registros clínicos fue asumida como correcta.

Se observaron diferencias en el método de diagnóstico solamente para los cánceres de próstata y estómago, en los cuales los diagnósticos “sólo clínico” y “por otros procedimientos clínicos” se presentaron en los pacientes de los regímenes contributivo y subsidiado y en los no asegurados, mientras que el 100% de los pacientes afiliados al régimen especial/excepcional fueron confirmados histológicamente.

Indicadores socioeconómicos

Las variables para PSE y RAS fueron definidas siguiendo las categorías utilizadas previamente en otra población colombiana ⁸. El estrato socioeconómico (ES) del lugar de residencia al momento del diagnóstico fue usado como indicador de PSE. En Colombia, el ES es definido de acuerdo con las características internas y externas de la vivienda y del barrio, oscilando entre lo puramente funcional e indispensable hasta características estéticas, ornamentales o suntuosas. El ES reportado en categorías del 1 al 6, donde 1 y 2 corresponden al estrato social bajo, 3 y 4 al medio, y 5 y 6 al alto. El RAS a la fecha del diagnóstico fue usado agrupando los regímenes especial y de excepción un una categoría única, además del régimen contributivo, el régimen subsidiado, y un grupo para las personas no afiliadas.

Análisis estadístico

Se obtuvieron proporciones de supervivencia en diferentes tiempos usando el método de Kaplan-Meier, estratificando por RAS y ES, edad, sexo, subtipo histológico y por estadío clínico al diagnóstico, esta última variable solo para los cánceres de mama y cuello uterino. El supuesto de proporcionalidad para los modelos de Cox fue verificado mediante exploración visual de los gráficos log-log en STATA 12; los supuestos no fueron violados. Se ajustaron tres modelos de regresión multivariada de Cox para cada cáncer y para cada variable de interés, RAS y ES: i) un modelo univariado (nulo); ii) un modelo multivarado “A” con edad, sexo (pulmón y estómago), subtipo histológico, y estadío clínico (mama y cuello uterino) como covariables ; y iii) un modelo multivariado “B” conteniendo todas las variables del modelo A más un término adicional para ES en el modelo de RAS y viceversa ⁸. Todos los cálculos fueron realizados usando STATA®SE versión 12.0.

Consideraciones éticas

Esta investigación fue aprobada por los Comités de Ética de la Investigación de la Universidad del Valle, de la Universidad de Caldas y del Instituto Nacional de Cancerología de Colombia.

Resultados

Las características de los pacientes y de los tumores para los 1,405 casos incidentes se muestran en laTabla suplementaria 1S.

Para los cinco tumores estudiados, 1,384 casos fueron finalmente analizados. La pérdida de seguimiento fue de 1.7% para los cinco cánceres combinados (0.8% para mama, 2.3% para cuello uterino, 1.9% para pulmón, 1.8% para próstata, y 2.1% para estómago). En Manizales, la cobertura de aseguramiento en salud entre los pacientes con cáncer fue del 88.8%, con excepción de los pacientes con cáncer gástrico, en quienes el porcentaje de no afiliados alcanzó el 18.3%. Al momento del diagnóstico, los pacientes de cáncer de mama y próstata sin aseguramiento en salud tendieron a ser más viejos que los afiliados a algún régimen, pero las diferencias no fueron estadísticamente significativas.

A los 5 años de seguimiento, se observaron 700 muertes (todas las causas). El tiempo medio de seguimiento fue de 38.4 meses (IC 95%: 37.2-39.7), oscilando desde 18.5 meses para pulmón hasta 50.8 meses para cáncer de mama. La supervivencia observada (SO) fue de 49.1% (IC 95%: 46.4-51.7) para los cinco tumores combinados. Por tipo de cáncer, las proporciones de SO a 5 años fueron 71.0% (IC 95%: 66.1-75.3), 51.4% (44.6-57.9), 15.4% (10.7-20.8), 71.1% (65.3-76.1) y 23.8% (19.3-28.6) para los cánceres de mama, cuello uterino, pulmón, próstata y estómago, respectivamente (Tabla 1).

Se observaron diferencias estadísticamente significativas en la supervivencia según RAS para los pacientes con cánceres de mama, pulmón, próstata y estómago, con una supervivencia más baja en los pacientes del régimen subsidiado y en los no asegurados. Con relación al estrato socioecocómico, se observaron diferencias significativas solamente para los pacientes con cáncer de pulmón y de próstata, con supervivencia más baja en los pacientes de estratos bajo y medio comparado con el estrato alto, y pacientes de estrato bajo versus pacientes de estratos medio y alto, respectivamente. (Figs. 1 y 2) ². Las proporciones de SO a uno y cinco años fueron significativamente menores en los grupos de pacientes no asegurados o del régimen subsidiado en comparación con los grupos de los regímenes contributivo y especial, con excepción de las pacientes con cáncer de cuello uterino. No obstante, las proporciones de supervivencia para las mujeres con cáncer de cuello uterino y para los pacientes con cáncer de pulmón afiliados al régimen especial/excepcional fueron más bajas que en las demás categorías, incluso más bajas que en la población no afiliada.

Figura 1 Supervivencia observada según régimen de aseguramiento en salud y localizaciones de cáncer. Manizales, 2003-2013. WBG: prueba de Wilcoxon-Breslow-Gehan.  

Figura 2 Supervivencia observada según estrato socioeconómico y localizaciones de cáncer. Manizales, 2003-2013. WBG: prueba de Wilcoxon-Breslow-Gehan. 

Como se esperaba, la supervivencia global fue más alta en los pacientes más jóvenes para los cinco sitios estudiados, pero dicha diferencia no fue significativa. De acuerdo con la literatura, el estadío clínico al momento del diagnóstico para los tumores de mama y cuello uterino mostró una fuerte asociación con la supervivencia (Tabla 1 y Fig. 3). La supervivencia fue mejor en las mujeres diagnosticadas con carcinoma ductal de la mama en comparación con otros subtipos histológicos. No se observaron diferencias estadísticamente significativas por subtipo histológico para los demás cánceres. Tampoco se encontraron diferencias en la supervivencia por sexo para los cánceres de pulmón y estómago.

Figura 3 Proporción de supervivencia según estadio clínico al diagnóstico para cáncer de mama (basado en 233 casos con estadio clínico conocido) y para cáncer de cuello uterino (basado en 95 casos con estadio conocido). Manizales, 2003-2013.  

La Tabla 2 muestra los resultados de los modelos de Cox según RAS y SS por localizaciones de cáncer. Para el cáncer de próstata, las razones de riesgo (Hazard ratio -HR) según RAS permanecieron significativas después de ajustar por edad y subtipo histológico, con menor riesgo de morir para el grupo de régimen especial/excepcional en comparación con el grupo de pacientes del régimen subsidiado (HR: 0.17 (IC 95%: 0.04-0.80)). Estos resultados permanecieron como significativos en el análisis multivariado (modelos A y B). Para cáncer de estómago, los pacientes en el régimen contributivo tuvieron mejor supervivencia tanto en el modelo nulo (univariado) como en los modelos A y B (multivariado), con alrededor de 30% menos riego de morir en comparación con pacientes en el régimen subsidiado. Con relación el estrato socioeconómico, los pacientes con cáncer de próstata de estrato medio mostraron cerca de 47% menos riesgo de morir que los pacientes de estrato bajo (HR 0.53, IC 95%: 0.31-0.88), independientemente del RAS. Las diferencias en los otros tipos de cáncer no alcanzaron la significancia estadística, posiblemente debido al bajo número de casos en cada grupo.

Como era de esperarse, los estadios clínicos avanzados para cáncer de mama y de cuello uterino tuvieron menor supervivencia (HR mayores a 1.0). En concordancia con los resultados del análisis por el método de Kaplan-Meier, las pacientes con cáncer de cuello uterino afiliadas al régimen especial tuvieron riesgos mayores que las mujeres afiliadas al régimen subsidiado, después de ajustar por edad, subtipo histológico y estadio clínico.

El modelo B mostró que la inclusión de ambos términos, RAS y ES, en el mismo modelo modificó las estimaciones de riesgo (HR) en los cinco cánceres combinados y por localizaciones específicas de cáncer, indicando que hay efectos independientes del RAS y del ES sobre la supervivencia.

Fortalezas y debilidades

La naturaleza poblacional de este trabajo minimiza el sesgo de selección en las estimaciones y sirve como una herramienta para que los encargados de la política evalúen el acceso y la calidad de los servicios de salud. Aunque los números de pacientes son relativamente bajos debido al tamaño poblacional de Manizales, las estimaciones presentadas son suficientemente robustas para discernir patrones generales.

Una limitación importante de este estudio es la falta de estimaciones de supervivencia relativa por RAS y ES debido a la falta de datos disponibles sobre la población y las tablas de vida desagregadas por estas variables. El RPC-Manizales no tuvo acceso a los datos individuales de causa de muerte, siendo imposible calcular la supervivencia por causa de muerte específica. Para los cánceres de un pronóstico pobre esto no es problemático en tanto la mayoría de los pacientes morirán por su cáncer. Sin embargo, para los cánceres de buen pronóstico (por ejemplo, mama y próstata), una proporción importante de las muertes pudieron deberse a otras causas. Proporciones considerables de los casos tuvieron dato perdido del ES, especialmente en los cánceres de cuello uterino, próstata y estómago (12.2%, 13.1% y 11.0%, respectivamente). Además, el porcentaje de casos con dato perdido para el estadio clínico al diagnóstico fue alto para todos los cánceres, con excepción del de mama y cuello uterino: más de 70% de los casos de cáncer de pulmón, próstata y estómago no tenían información sobre el estadio clínico, lo que impidió incluir esta variable en el análisis multivariado.

El número de casos fue muy bajo en algunas localizaciones de cáncer lo que afectó el análisis. Cerca de 5% de los pacientes fueron excluidos porque tenían tiempo de seguimiento nulo (casos DCO y pérdidas de seguimiento en la fecha del diagnóstico), lo cual teóricamente puede influenciar los resultados en tanto se espera que los casos DCO estén concentrados en los grupos socioeconómicos más pobres. Sin embargo, un artículo reciente mostró que aunque el diagnóstico solo por certificado de defunción esta asociado con un bajo nivel socioeconómico, la exclusión o inclusión de los casos DCO no tuvo impacto significativo sobre las estimaciones del riesgo instantáneo (HR) para la supervivencia por variables socioeconómicas ⁴⁰.