Proyección de la incidencia y la mortalidad del cáncer en Cataluña

Documento descargado de http://www.elsevier.es el 21/11/2016. Copia para uso personal, se prohíbe la transmisión de este documento por cualquier medio o formato.
Proyección de la incidencia y la mortalidad del cáncer
en Cataluña hasta el año 2015 mediante un modelo
bayesiano
J. Ribesa, R. Clèriesa,b, M. Buxóc, A. Ameijided, J. Vallsa,e y R. Gispertf
a
Registre de Càncer de Catalunya. Pla Director d’Oncologia. Departament de Salut. Generalitat de Catalunya. Barcelona.
Departament de Ciències Clíniques. IDIBELL. Universitat de Barcelona. Barcelona.
c
Unitat d’Epidemiologia i Registre del Càncer. Pla Director d’Oncologia. Departament de Salut.
Generalitat de Catalunya. Barcelona.
d
Registre de Càncer de Tarragona. Fundació Lliga per a la Investigació i Prevenció del Càncer. Reus. Tarragona.
e
Departament de Matemàtiques. Universitat Autònoma de Barcelona. Barcelona.
f
Registre de Mortalitat. Servei d’Informació i Estudis. Departament de Salut. Generalitat de Catalunya.
Barcelona. España.
b
FUNDAMENTOS Y OBJETIVOS: Proyectar la incidencia y la mortalidad por
cáncer en Cataluña en el período 2005-2019. Analizar el incremento
pronosticado de la incidencia en 2015 respecto a la del año 2005 y
determinar si es debida a cambios en el riesgo o a componentes demográficos.
POBLACIÓN Y MÉTODO: Mediante modelos edad-período-cohorte bayesianos se han ajustado para Cataluña las tasas brutas de incidencia y
mortalidad por cáncer en el período 1985-2004 y el número de casos
esperados en los quinquenios 2005-2009, 2010-2014 y 2015-2019.
Los casos anuales se calcularon mediante una interpolación polinómica. La incidencia y la mortalidad por cáncer se obtuvieron de los registros de cáncer de Girona y Tarragona y del Registro de mortalidad de
Cataluña; las pirámides poblacionales del período 1985-2019, del Instituto de Estadística de Cataluña.
RESULTADOS: En 2015 se diagnosticarán 27.438 casos de cáncer en los
varones y 19.986 en las mujeres, con lo que se producirá un incremento del 31% y el 34% respecto a los del año 2005 (20.999 y 14.141,
respectivamente). En los varones, el aumento esperado de casos de
cáncer debido a cambios en el riesgo, el envejecimiento y en el tamaño
poblacional son respectivamente del 10, el 14 y el 7% y, en las mujeres, del 6, el 13 y el 15%. En los varones se augura una estabilización
de la mortalidad por cáncer en los próximos años, mientras que se espera que siga disminuyendo en las mujeres. Los incrementos de la incidencia y la mortalidad serán más importantes en los individuos de
edad avanzada.
CONCLUSIONES: El presente estudio remarca la necesidad de reorganizar
los recursos y las infraestructuras necesarias en el control y la asistencia
del cáncer en Cataluña, a fin de anticiparse al incremento de pacientes
oncológicos.
Palabras clave: Proyecciones. Incidencia. Mortalidad. Cáncer. Riesgo.
Predictions of cancer incidence and mortality in Catalonia
to 2015 by means of Bayesian models
BACKGROUND AND OBJECTIVE: To perform cancer incidence and mortality
projections in Catalonia for the period 2005-2019. To assess the projected increase in the incidence in 2015 compared with that in 2005,
and to determine whether this increase is attributable to changes in
risk or in demographics.
POPULATION AND METHOD: Bayesian age-period-cohort models were fitted
to age-specific rates for 1985-2004 to obtain the expected number of
cases for the 5-year periods 2005-2009, 2010-2014 and 20152019. Annual cases were estimated through a polynomial interpolation
model. Incidence and mortality data were obtained from the Tarrragona and Gerona cancer registries, while population pyramids for the period 1985-2019 were obtained from the Catalan Institute of Statistics.
Correspondencia: Dra. J. Ribes.
Registre de Càncer de Catalunya. Pla Director d’Oncologia.
Gran Vía, s/n. Km 2,7. 08907 L’Hospitalet de Llobregat. Barcelona. España.
Correo electrónico: j.ribes@iconcologia.net
32
Med Clin (Barc). 2008;131(Supl 1):32-41
RESULTS: In Catalonia, 27,438 cancer cases will be diagnosed among
men and 19,986 among women in 2015, representing an increase in
the number of cases diagnosed of 31% and 34%, respectively, when
compared with those diagnosed in 2005 (20,999 and 14,141, respectively). In men, the increases attributable to risk, aging and demographic changes are 10%, 14% and 7%, respectively, whereas in women these changes are 6%, 13% and 15%. In the next decade,
cancer mortality is expected to stabilize in men and to continue to decrease in women. Major increases in cancer incidence and mortality
are expected among old age groups.
CONCLUSIONS: The present study highlights the need to reorganize the
resources and infrastructures required for cancer control and care, taking into account the predicted burden of oncology patients.
Key words: Projections. Incidence. Mortality. Cancer. Risk.
Los análisis de incidencia y mortalidad por cáncer en una
población son de interés en la toma de decisiones sobre salud pública1. Predecir el número de casos de cáncer que
aparecerán en un futuro en una población determinada es
primordial para planificar los servicios sanitarios de diagnóstico, terapéuticos y de soporte que se requerirán y así asegurar una asistencia de calidad a los enfermos oncológicos2.
Predecir el comportamiento de una enfermedad en el futuro
conlleva una cierta complejidad debido a que factores como
el método estadístico elegido para la predicción3,4, la precisión de la población futura estimada2, así como la evolución
de las tendencias del cáncer evaluadas en el período pasado
más reciente3, influyen decisivamente en las predicciones
efectuadas. La modelización de las tasas de incidencia o mortalidad de cáncer representa un proceso complejo que debe
afrontarse con herramientas estadísticas avanzadas para obtener resultados epidemiológicos interpretables. Actualmente, se dispone de diversos métodos estadísticos para predecir la incidencia o la mortalidad de una enfermedad3-7, y en
ocasiones es difícil elegir el método idóneo para obtener sus
proyecciones.
En este contexto, debe tenerse en cuenta que se puede cuantificar la carga futura del cáncer mediante dos perspectivas.
La primera, describir las tasas ajustadas por edad, en que se
tiene en cuenta cambios en la composición y el tamaño de la
población8. La segunda, cuantificar el número de pacientes,
que es de utilidad para la previsión de servicios sanitarios2.
El presente artículo tiene como objetivo predecir el número
de casos, así como las tasas brutas y las tasas ajustadas por
edad de la incidencia y la mortalidad por cáncer en Cataluña
en el período 2005-2019, a partir de los datos de las tendencias observadas en el período 1985-2004 según el sexo, la
Documento descargado de http://www.elsevier.es el 21/11/2016. Copia para uso personal, se prohíbe la transmisión de este documento por cualquier medio o formato.
RIBES J ET AL. PROYECCIÓN DE LA INCIDENCIA Y LA MORTALIDAD DEL CÁNCER EN CATALUÑA HASTA EL AÑO 2015 MEDIANTE UN MODELO BAYESIANO
edad y la localización tumoral mediante un modelo edad-período-cohorte aplicando el enfoque bayesiano.
Material y métodos
Fuentes de información
Incidencia: los datos de incidencia de cáncer proceden de
los dos registros de cáncer poblacionales existentes en Cataluña, los cuales cubren el 18,5% de la población total catalana9-11. El registro de cáncer de Tarragona (RCT) dispone
de datos para todas las localizaciones tumorales en el período 1985-20019,10 y el de Girona (RCG)9,11, de los tumores
de mama y ginecológicos en el período 1985-1989 y de todas
las localizaciones tumorales en ambos sexos en el período
1994-2002.
Mortalidad: los datos de mortalidad por cáncer proceden del
Registro de Mortalidad de Cataluña (RMC) para el período
1985-2004. El RMC recoge información de todas las defunciones ocurridas en la comunidad autónoma12.
Población catalana: se han usado los datos del Instituto de
Estadística de Cataluña (IDESCAT). La población del período
1985-2004 usada para el cálculo de tendencias corresponde a las estimaciones intercensales y poscensales de estos
años (a 1 de julio). Para las proyecciones de cáncer se han
utilizado las proyecciones de la población catalana para el período 2005-2019 según el escenario medio-alto, caracterizado por un crecimiento moderado de la fecundidad y alto de
la migración13.
Los datos de incidencia y mortalidad por cáncer fueron obtenidos para las 24 localizaciones tumorales descritas en la introducción de esta monografía.
Métodos estadísticos
Tendencias de cáncer en Cataluña: las proyecciones de incidencia y mortalidad del cáncer en el período 2005-2019 se
han basado, respectivamente, en las tendencias temporales
de las tasas de incidencia y mortalidad de cáncer observadas durante el período 1985-2004. Para el cálculo de las
tendencias de la incidencia se agruparon los datos del RCG
y del RCT en el período 1985-2004, estimándose previamente las tasas de incidencia para el período 2002-2004 en
Tarragona y para el período 2003-2004 en Girona. Para obtener una estimación global del cáncer en Cataluña, se asumió que la incidencia del cáncer en esta comunidad era similar a la observada en Tarragona y Girona, lo que permitió
que las tendencias de la incidencia de cáncer estimadas en
ambas provincias fuesen aplicadas al conjunto de la población de Cataluña en el cálculo de las proyecciones de cáncer. La tendencia de la mortalidad por cáncer en el período
1985-2004 se calculó directamente a partir de los datos del
RMC. Para evaluar las tendencias se ajustaron modelos lineales generalizados, asumiendo una distribución de Poisson
para las tasas14. Para el análisis de tendencias se consideraron 18 grupos de edad quinquenales (0-4, 5-9… > 85 años),
cuatro períodos de 5 años (1985-1989, 1990-1994, 19951999, 2000-2004) y 21 cohortes decenales, que surgen de
la relación cohorte = período-edad6,7.
Análisis estadístico de las proyecciones: las proyecciones se
han realizado a partir de la modelización de la tendencia para
cada localización tumoral mediante la evaluación de 4 modelos edad-período-cohorte bayesianos asumiendo que los
casos observados siguen una distribución de Poisson3-7,15.
Para suavizar el crecimiento o el decrecimiento exponencial
de las tasas de incidencia o mortalidad se asumió una es-
tructura autorregresiva de los parámetros de los modelos
mediante un paseo aleatorio (random walk, RW) de orden
1 y 25-7,14. A modo de ejemplo, el RW1, para el efecto edad,
asume que el efecto correspondiente al grupo de edad i-ésimo depende del grupo de edad anterior, mientras que si se
utiliza el RW2, se asume que el efecto correspondiente al
grupo de edad i-ésimo depende de la media de los efectos
de los dos grupos de edad precedentes. Se asumirá RW2
para el efecto edad, mientras que se utilizará RW1 para los
efectos período y cohorte. El primer modelo evaluado incluirá RW para todos los parámetros, el segundo incluirá
RW para edad y período, el tercero incluirá RW para edad
y cohorte16 y el cuarto, sólo para la edad7. El modelo seleccionado en cada localización tumoral es el que presenta
un menor valor en el Criterio de Información de la Desvianza, ya que tiene una mayor capacidad predictiva y un mejor ajuste17.
Todos los modelos se han implementado en WinBUGS (http://
www.mrc-bsu.cam.ac.uk/bugs/). Cada ejecución de WinBUGS
se ha realizado desde el paquete estadístico R (librería
R2WinBUGS, www.r-project.org/web/packages/R2WinBUGS).
WinBUGS efectúa sus estimaciones en simulaciones mediante Métodos de Monte Carlo basados en Cadenas de
Markov17. Para cada modelo bayesiano utilizado se han simulado 3 cadenas de 50.000 iteraciones cada una, descartando
las 5.000 primeras y se han guardado una de cada 45. Por
lo tanto, se ha dispuesto de 3.000 valores para la distribución a posteriori de cada parámetro. Para valorar la convergencia del modelo se ha utilizado el factor potencial de reducción de escala y el tamaño efectivo de las cadenas16. Se
ha considerado la simulación como válida si el factor potencial de reducción de escala era inferior a 1,05 y el tamaño
efectivo de las cadenas era superior a 50. En los casos en que
se descartó la simulación inicial, se llevó a cabo una nueva simulación con un incremento del número de iteraciones hasta alcanzar las 200.000; se excluyeron las 20.000 primeras y
se guardó 1 de cada 180 iteraciones.
Los casos proyectados se obtuvieron por quinquenios (20052009, 2010-2014 y 2015-2019), dada la especificación del
modelo edad-período-cohorte. A posteriori, se realizó una interpolación polinómica de grado 3 para obtener los casos proyectados anualmente para el período 2005-2015. A pesar de
que se dispusieran de las proyecciones hasta el año 2019,
se han estimado los porcentajes de variación del número
de casos en un decenio (2005-2015), ya que dichos porcentajes presentan gran variabilidad en períodos mayores de
10 años18.
Modelizaciones específicas: para los cánceres de pulmón y
próstata se plantearon dos modelos bayesianos alternativos.
Con los modelos iniciales, las proyecciones de los casos incidentes de cáncer de pulmón en las mujeres fueron inferiores a
los casos fallecidos proyectados. Dada la alta letalidad del cáncer de pulmón (razón incidencia/mortalidad alrededor de 1)
y de que se disponía de los datos de mortalidad para toda Cataluña en el período de estudio, se modeló la proyección de
la incidencia de cáncer de pulmón en función de la proyección de la mortalidad en ambos sexos. El segundo modelo
específico fue aplicado al cáncer de próstata. Desde el punto
de vista epidemiológico, parece poco probable que en la
próxima década continúe el incremento de la incidencia del
cáncer de próstata observado en el período 1985-2004, atribuible en gran parte a la introducción del test antígeno específico de próstata (PSA)19. El modelo de proyección de la
incidencia de cáncer de próstata no se ha basado en una
extrapolación completa de las tendencias observadas en el
período 1985-2004, sino que se asumió que las tasas de incidencia de este cáncer permanecieron constantes en el peMed Clin (Barc). 2008;131(Supl 1):32-41
33
Documento descargado de http://www.elsevier.es el 21/11/2016. Copia para uso personal, se prohíbe la transmisión de este documento por cualquier medio o formato.
RIBES J ET AL. PROYECCIÓN DE LA INCIDENCIA Y LA MORTALIDAD DEL CÁNCER EN CATALUÑA HASTA EL AÑO 2015 MEDIANTE UN MODELO BAYESIANO
TABLA 1
Predicciones del número de casos y las tasas brutas de incidencia y mortalidad por cáncer según grupos de edad en Cataluña
en los años 2010 y 2015. Varones
Incidencia
2005
Cavidad oral y faringe
Esófago
Estómago
Colon y recto
Hígado
Páncreas
Laringe
Pulmón
Melanoma
Riñón
Vejiga urinaria
Tiroides
Linfoma de Hodgkin
LNH
EI-MM
Leucemias
SNC
Próstata
Testículo
Totalb
2010
2015
Totala
TB
35-64
> 65
Totala
TB
35-64
> 65
Totala
TB
795
297
756
3.077
539
412
488
3.459
287
551
2.233
91
108
689
177
368
321
5.004
185
20.999
23,2
8,7
22,1
89,9
15,7
12,0
14,3
101,0
8,4
16,1
65,2
2,7
3,1
20,1
5,2
10,7
9,4
146,2
5,4
613,3
360
97
199
1.064
172
113
197
1.451
148
247
644
71
58
339
27
93
144
1.220
154
7.085
393
191
575
2.859
456
376
265
2.386
181
412
1.839
30
18
466
153
205
151
4.889
8
16.861
764
291
778
3.937
634
491
464
3.843
346
684
2.496
113
109
859
181
367
360
6.108
249
24.532
20,8
7,9
21,2
107,4
17,3
13,4
12,6
104,8
9,4
18,7
68,1
3,1
3,0
23,4
4,9
10,0
9,8
166,6
6,8
669,1
308
115
181
1.243
181
110
156
1.477
164
302
644
86
64
397
21
96
165
1.256
235
7.484
407
212
605
3.714
546
463
271
2.689
236
516
2.096
44
19
615
156
195
165
5.150
12
19.322
721
327
788
4.968
732
574
428
4.169
414
854
2.750
142
112
1.063
177
369
409
6.406
325
27.438
18,8
8,5
20,6
129,7
19,1
15,0
11,2
108,8
10,8
22,3
71,8
3,7
2,9
27,7
4,6
9,6
10,7
167,2
8,5
716,3
EI-MM: enfermedad inmunoproliferativa y mieloma múltiple; LNH: linfoma no hodgkiniano; SNC: sistema nervioso central; TB: Tasa bruta de incidencia y mortalidad por 100.000 varones.
a
Número de casos diagnosticados y fallecidos en el año correspondiente.
b
Todos los cánceres a excepción del de piel distinto de melanoma.
TABLA 2
Predicciones del número de casos y las tasas brutas de incidencia y mortalidad por cáncer según grupos de edad en Cataluña
en los años 2010 y 2015. Mujeres
Incidencia
2005
Cavidad oral y faringe
Esófago
Estómago
Colon y recto
Hígado
Páncreas
Laringe
Pulmón
Melanoma
Riñón
Vejiga urinaria
Tiroides
Linfoma de Hodgkin
LNH
EI-MM
Leucemias
SNC
Mama
Cuerpo uterino
Cuello uterino
Ovario
Totalb
2010
2015
Totala
TB
35-64
> 65
Totala
TB
35-64
> 65
Totala
TB
168
39
544
2.123
269
427
9
515
436
336
460
206
56
712
173
254
302
4.336
773
325
546
14.141
4,8
1,1
15,5
60,5
7,7
12,2
0,2
14,7
12,4
9,6
13,1
5,9
1,6
20,3
4,9
7,3
8,6
123,7
22,1
9,3
15,6
403,3
34
8
123
644
36
89
2
326
269
104
88
212
24
342
21
52
111
2.841
265
198
225
6.319
140
33
471
1.785
278
433
4
368
236
348
442
67
7
590
150
139
179
2.319
522
97
367
9.411
177
42
599
2.439
317
525
7
702
569
461
533
319
56
985
171
255
346
5.206
788
308
607
16.433
4,7
1,1
16,0
65,3
8,5
14,0
0,2
18,8
15,2
12,3
14,3
8,5
1,5
26,4
4,6
6,8
9,3
139,3
21,1
8,2
16,2
439,9
31
7
126
664
38
93
1
464
356
126
90
221
29
462
15
47
125
3.086
220
176
229
7.240
152
37
523
2.111
315
543
4
504
319
483
511
76
7
832
146
125
199
3.000
556
100
419
10.970
184
45
653
2.782
357
638
5
974
743
620
603
322
57
1.354
162
267
396
6.113
777
283
661
18.986
4,7
1,1
16,8
71,5
9,2
16,4
0,1
25,0
19,1
15,9
15,5
8,3
1,5
34,8
4,2
6,9
10,2
157,1
20,0
7,3
17,0
487,9
EI-MM: enfermedad inmunoproliferativa y mieloma múltiple; LNH: linfoma no hodgkiniano; SNC: sistema nervioso central; TB: Tasa bruta de incidencia y mortalidad por 100.000 mujeres.
a
Número de casos diagnosticados y fallecidos en el año correspondiente.
b
Todos los cánceres a excepción del de piel distinto de melanoma.
ríodo 2000-2004, según la premisa anterior y la metodología
de otros estudios publicados anteriormente20.
Presentación de resultados: las tablas 1 y 2 muestran el número total de casos y las tasas brutas de la incidencia y la
mortalidad por cáncer proyectados para los años 2005,
2010 y 2015 según localización tumoral y sexo. Para los
años 2010 y 2015, se especifica el número de casos esperados según grupo de edad (30-64 años y mayores de 65 años).
La figura 1 muestra las proyecciones de las tasas ajustadas
34
Med Clin (Barc). 2008;131(Supl 1):32-41
por edad a la población mundial21 de la incidencia y la mortalidad por cáncer; la línea continua son las tasas observadas en el período 1985-2004 y la línea discontinua, las tasas
proyectadas en el período 2005-2019. En el eje vertical Y se
representan las tasas de incidencia y mortalidad, que en el
caso de las localizaciones tumorales específicas se presentan
en escala logarítmica para focalizar la interpretación de tasas
pequeñas. Las tasas de incidencia o mortalidad inferiores a
1/100.000 no se muestran gráficamente por lo que hay tumo-
Documento descargado de http://www.elsevier.es el 21/11/2016. Copia para uso personal, se prohíbe la transmisión de este documento por cualquier medio o formato.
RIBES J ET AL. PROYECCIÓN DE LA INCIDENCIA Y LA MORTALIDAD DEL CÁNCER EN CATALUÑA HASTA EL AÑO 2015 MEDIANTE UN MODELO BAYESIANO
Mortalidad
2005
2010
2015
Totala
TB
35-64
> 65
Totala
TB
35-64
> 65
Totala
TB
283
263
527
1.288
482
404
225
2.770
75
203
627
10
26
258
148
318
233
845
3
10.038
8,3
7,7
15,4
37,6
14,1
11,8
6,6
80,9
2,2
5,9
18,3
0,3
0,8
7,5
4,2
9,3
6,8
24,7
0,1
293,2
133
110
139
320
112
126
69
1.006
33
56
103
11
12
84
19
69
95
41
2
2.935
142
147
390
1.202
352
336
139
1.977
54
177
627
11
10
213
136
281
145
801
1
7.904
276
257
531
1.526
467
463
209
2.987
88
240
730
22
26
306
156
369
259
842
19
10.926
7,5
7,0
14,5
41,6
12,7
12,6
5,7
81,5
2,4
6,5
19,9
0,6
0,7
8,3
4,2
10,1
7,1
23,0
0,5
298,0
110
91
129
356
112
123
51
982
33
58
105
1
12
93
18
71
103
36
2
2.914
152
160
390
1.425
333
390
136
2.175
68
204
752
12
12
257
138
325
166
794
1
8.673
263
251
521
1.784
447
514
187
3.161
102
263
857
12
26
356
156
413
290
831
3
11.661
6,9
6,6
13,6
46,6
11,7
13,4
4,9
82,5
2,7
6,9
22,4
0,3
0,7
9,3
4,0
10,8
7,6
21,7
0,1
304,4
TB
35-64
> 65
Totala
TB
2,0
1,2
8,0
26,2
6,6
12,7
0,3
14,2
2,0
3,3
3,3
0,6
0,5
7,1
4,5
7,5
5,5
26,8
4,1
2,1
9,4
167,0
17
7
52
151
20
86
5
279
31
23
7
3
5
58
30
45
59
277
14
29
75
1.324
64
43
224
872
202
493
9
412
59
109
115
18
11
235
141
246
157
692
141
40
290
5.018
Mortalidad
2005
Totala
67
42
319
918
257
393
12
416
63
102
127
23
17
231
145
253
186
1.009
147
76
322
5.967
2010
TB
35-64
> 65
1,9
1,2
9,1
26,2
7,3
11,2
0,3
11,9
1,8
2,9
3,6
0,7
0,5
6,6
4,2
7,2
5,3
28,8
4,2
2,2
9,2
170,2
17
7
57
162
23
74
4
209
26
23
7
3
5
51
30
45
57
316
17
34
86
1.349
57
40
239
816
221
400
9
319
48
99
118
20
11
208
133
221
139
677
136
42
262
4.805
2015
Totala
75
47
297
980
245
475
13
530
76
124
125
23
18
266
167
280
207
1.000
153
80
350
6.239
res en que sólo se representa una de ambas tasas. De esta forma, en las mujeres (fig. 1C) los tumores de esófago y laringe se
han obviado debido a que las tasas de incidencia y mortalidad
fueron inferiores a 1/100.000 en todo el período de estudio.
La variación en el número de casos incidentes de cáncer del
año 2015, respecto al número de casos de 2005, se ha dividido en dos grupos, uno respecto a cambios en la población
diferenciando por el tamaño y el envejecimiento, y el otro,
relacionado con posibles diferencias en la exposición a fac-
82
50
278
1.025
223
580
14
693
91
135
122
20
16
299
171
304
228
974
156
69
367
6.421
2,1
1,3
7,1
26,3
5,7
14,9
0,4
17,8
2,3
3,5
3,1
0,5
0,4
7,7
4,5
7,8
5,8
25,0
4,0
1,8
9,4
165,0
tores de riesgo22. Estos resultados se presentan en la tabla 3
y en la figura 2.
Resultados
Las predicciones del número de casos, así como las tasas
brutas de incidencia y mortalidad por cáncer en Cataluña en
2010 y 2015 según grupos de edad, sexo y localización tuMed Clin (Barc). 2008;131(Supl 1):32-41
35
Documento descargado de http://www.elsevier.es el 21/11/2016. Copia para uso personal, se prohíbe la transmisión de este documento por cualquier medio o formato.
RIBES J ET AL. PROYECCIÓN DE LA INCIDENCIA Y LA MORTALIDAD DEL CÁNCER EN CATALUÑA HASTA EL AÑO 2015 MEDIANTE UN MODELO BAYESIANO
Todos los cánceres
A
Mujeres
400
350
300
250
200
150
100
50
Tasa por 105
personas-año
Tasa por 105
personas-año
Varones
400
350
300
250
200
150
100
50
1985 1990 1995 2000 2005 2010 2015 2020
Varones
2015
2010
2005
2000
2020
2020
2015
2010
2005
2010
2015
2020
2010
2015
2020
2005
2005
1985
2020
2015
2020
2015
2010
2005
2000
1995
1990
2020
2015
2010
2005
1
2000
1
1995
2
1
1990
2
1985
5
2
2020
5
2015
10
5
2010
25
10
2005
25
10
2000
25
1995
75
50
1985
Testículo*
75
50
1990
2010
2005
2000
1995
1990
Próstata
75
50
1985
Tasa por 105
personas-año
SNC
1985
1
2020
1
2015
1
2010
2
1
2005
2
2000
2
1995
5
2
1990
5
1985
5
2020
10
5
2015
25
10
2010
25
10
2005
25
10
2000
25
1995
75
50
1990
75
50
1985
75
50
1995
Leucemias
75
50
1990
EI-MM
2000
1985
2020
2015
2010
2005
2000
1995
1990
1985
2020
1
2015
1
2010
1
2005
2
1
2000
2
1995
2
1990
5
2
1985
5
2020
5
2015
10
5
2010
25
10
2005
25
10
2000
25
10
1995
25
1990
75
50
1985
75
50
1995
Tiroides*
75
50
LNH
2000
1985
2020
2015
2010
2005
2000
Vejiga urinaria
75
50
1990
Riñón
1995
1990
1985
2020
1
2015
1
2010
1
2005
2
1
2000
2
1995
2
1990
5
2
1985
5
2020
5
2015
10
5
2010
25
10
2005
25
10
2000
25
10
1995
25
1990
75
50
1995
Pulmón
75
50
1990
Laringe
75
50
LH*
1995
1985
2020
2015
2010
2005
2000
1995
1990
1985
2020
Páncreas
75
50
1985
Tasa por 105
personas-año
2015
1
2010
1
2005
1
2000
2
1
1995
2
1990
2
1985
5
2
2020
5
2015
5
2010
10
5
2005
25
10
2000
25
10
1995
25
10
1990
25
Melanoma
Tasa por 105
personas-año
Colorrectal
75
50
Hígado
Tasa por 105
personas-año
Estómago
75
50
1990
Esófago
75
50
1985
Tasa por 105
personas-año
COF
75
50
2000
B
1985 1990 1995 2000 2005 2010 2015 2020
Fig. 1. Tasas ajustadas (TA) a la población mundial de incidencia y mortalidad observadas para el período 1985-2004 y proyectadas para el período 2005-2015 en Cataluña. A: TA
para todos los cánceres a excepción de piel distinto de melanoma. B y C: TA según localización tumoral en varones y mujeres, respectivamente. COF: cavidad oral y faríngea; EIMM: enfermedad inmunoproliferativa y mieloma múltiple; LNH: linfoma no hodgkiniano; LH: linfoma de Hodgkin; SNC: sistema nervioso central. La línea negra corresponde a la incidencia y la gris, a la mortalidad. Las líneas continuas son tasas observadas y las líneas discontinuas, las tasas proyectadas.*TA < 1 por 100.000 no se observan en el gráfico.
36
Med Clin (Barc). 2008;131(Supl 1):32-41
Tasa por 105
personas-año
Tasa por 105
personas-año
25
25
75
50
25
75
50
25
75
50
5
10
75
50
5
2000
COF*
2020
10
2015
5
2010
10
2010
2005
5
1985
2000
10
2005
Páncreas
EI-MM
25
75
50
5
10
1
2
2005
2000
1
1995
2000
2
1995
1
1995
2
1990
1995
1
1985
1990
2
1985
1990
1
1985
1990
Vejiga urinaria
1985
2
25
75
50
5
10
1
2
25
75
50
5
10
1
2
25
75
50
5
10
1
2
Tasa por 105
personas-año
Tasa por 105
personas-año
2005
2010
2010
2015
2015
2015
2020
2020
2020
1990
2000
25
75
50
5
10
1
2
25
75
50
5
10
1
2
25
75
50
5
10
1
2005
2
Cuerpo uterino
1995
1985
1990
1990
2020
1995
1995
1995
1995
2005
1985
1990
2000
2005
2010
2010
2010
2015
2015
2015
2015
2020
2020
2020
2020
25
75
50
5
10
1
2
25
75
50
5
10
1
2
25
75
50
5
10
1
2005
2005
2015
1990
2020
1995
1995
1995
1995
2000
2000
2000
25
75
50
5
10
1
2
2005
1985
1990
1995
2000
2005
2010
2010
2015
2015
2015
2015
2020
2020
2020
2020
2010
25
75
50
5
10
1
2
25
75
50
5
10
1
2
25
75
50
5
10
1
2
2005
2005
2010
Ovario
2000
2005
1985
2015
1990
1990
2020
1995
1995
1995
1995
2000
2000
2000
2000
2005
2005
2005
2010
2010
2010
2010
2015
2015
2015
2015
2020
2020
2020
2020
Hígado
1985
1990
Riñón
1985
1990
LNH
1985
Mama
Med Clin (Barc). 2008;131(Supl 1):32-41
2010
2005
Colorrectal
1985
1990
Melanoma*
1985
1990
LH*
1985
1990
SNC
1985
2010
Mujeres
2000
2005
2000
2010
2
Cuello uterino
1995
2000
Pulmón
25
5
10
1
2
75
50
2000
Estómago
1985
1990
Tiroides*
1985
1990
Leucemias
1985
2015
2010
RIBES J ET AL. PROYECCIÓN DE LA INCIDENCIA Y LA MORTALIDAD DEL CÁNCER EN CATALUÑA HASTA EL AÑO 2015 MEDIANTE UN MODELO BAYESIANO
C
Tasa por 105
personas-año
37
Documento descargado de http://www.elsevier.es el 21/11/2016. Copia para uso personal, se prohíbe la transmisión de este documento por cualquier medio o formato.
RIBES J ET AL. PROYECCIÓN DE LA INCIDENCIA Y LA MORTALIDAD DEL CÁNCER EN CATALUÑA HASTA EL AÑO 2015 MEDIANTE UN MODELO BAYESIANO
TABLA 3
Número de casos de cáncer incidentes en Cataluña en el año 2015 con el correspondiente cambio porcentual
descompuesto según cambios en el riesgo y en componentes demográficos
2005
Todos
Varones
Mujeres
Colon y recto
Varones
Mujeres
Pulmón
Varones
Mujeres
Vejiga urinaria
Varones
Mujeres
Linfoma no hodgkiniano
Varones
Mujeres
Riñón
Varones
Mujeres
Hígado
Varones
Mujeres
Páncreas
Varones
Mujeres
Melanoma
Varones
Mujeres
Sistema nervioso central
Varones
Mujeres
Cavidad oral y faringe
Varones
Mujeres
Laringe
Varones
Mujeres
Tiroides
Varones
Mujeres
Estómago
Varones
Mujeres
Esófago
Varones
Mujeres
Linfoma de Hokgkin
Varones
Mujeres
Leucemias
Varones
Mujeres
El-MM
Varones
Mujeres
Mama
Mujeres
Cuerpo uterino
Mujeres
Ovario
Mujeres
Cuello uterino
Mujeres
Próstata
Varones
Testículo
Varones
Variación por cambios en
Cambio
total
2015
Riesgo
Estructura
poblacional*
Tamaño
poblacional
%
%
n
n
n
%
%
20.999
14.141
27.438
18.986
6.439
4.845
30,7
34,3
7,1
14,8
9,7
6,2
13,9
13,3
3.077
2.123
4.968
2.782
1.891
659
61,5
31,0
34,1
11,4
10,2
6,7
17,1
12,9
3.459
515
4.169
974
710
459
20,5
89,1
–2,5
63,8
10,3
6,7
12,8
8,7
2.233
460
2.750
603
517
143
23,2
31,1
-0,1
11,6
10,2
6,5
13,1
12,9
689
712
1.063
1.354
374
642
54,3
90,2
29,5
65,6
8,4
5,8
16,4
18,8
551
336
854
620
303
284
55,0
84,5
29,0
59,8
9,5
6,4
16,5
18,2
539
269
732
357
193
88
35,8
32,7
11,2
13,1
10,1
6,6
14,4
13,1
412
427
574
638
162
211
39,3
49,4
14,3
28,1
10,2
6,6
14,8
14,8
287
436
414
743
127
307
44,3
70,4
20,2
48,7
8,8
4,7
15,4
16,9
321
302
409
396
88
94
27,4
31,1
7,6
13,7
6,4
4,3
13,5
13,0
795
168
721
184
–74
16
–9,3
9,5
–28,5
–6,9
9,7
6,0
9,5
10,2
488
9
428
5
–60
–4
–12,3
–44,4
–31,8
–58,6
10,1
7,7
9,3
6,5
91
206
142
322
51
116
56,0
56,3
32,7
36,5
7,0
4,2
16,9
15,5
756
544
788
653
32
109
4,2
20,0
–16,4
1,5
9,8
6,6
10,7
12,0
297
39
327
45
30
5
10,1
15,4
–11,8
–5,9
10,3
8,2
11,7
13,5
108
56
112
57
4
1
3,7
1,8
–9,4
–6,4
2,0
–1,8
11,0
10,1
368
254
369
267
1
12
0,3
5,1
–17,0
–10,2
6,6
4,1
10,6
11,2
177
173
177
162
0
–11
0,0
–6,4
0,0
–22,4
0,0
6,7
0,0
9,2
4.336
6.113
1.776
41,0
20,2
6,8
13,9
773
777
4
0,5
–16,3
6,9
9,9
546
661
115
21,1
2,7
6,4
12,0
325
283
–42
–12,9
–27,7
6,1
8,6
5.004
6.406
1.402
28,0
4,1
10,4
13,6
185
325
140
75,7
57,8
–0,5
18,7
EI-MM: enfermedad inmunoproliferativa y mieloma múltiple.
*Cambios debidos al envejecimiento de la población y a flujos migratorios.
moral, se muestran en las tablas 1 y 2. La figura 1 muestra
las tendencias y proyecciones hasta el año 2019 de las tasas
ajustadas de la incidencia y la mortalidad por cáncer global y
por localización específica en ambos sexos.
38
Med Clin (Barc). 2008;131(Supl 1):32-41
La tabla 3 y la figura 2 muestran el porcentaje total de cambio entre los casos esperados en 2015 y los de 2005 para
cada localización tumoral, y se especifica qué parte es atribuible a cambios de riesgo o a cambios demográficos,
Documento descargado de http://www.elsevier.es el 21/11/2016. Copia para uso personal, se prohíbe la transmisión de este documento por cualquier medio o formato.
RIBES J ET AL. PROYECCIÓN DE LA INCIDENCIA Y LA MORTALIDAD DEL CÁNCER EN CATALUÑA HASTA EL AÑO 2015 MEDIANTE UN MODELO BAYESIANO
Mama
Próstata
Colorrectal
1.500
1.000
0
Colorrectal
500
Mujeres
1.500
1.000
500
0
Varones
LNH
Pulmón
Riñón
Vejiga urinaria
Pulmón
LNH
Melanoma
Riñón
Riñón
Hígado
Páncreas
Páncreas
Vejiga urinaria
Testículo
Tiroides Ovario
Melanoma
Estómago
SNC
SNC
COF
Hígado
Cuello uterino
Laringe
COF
Tiroides
Leucemias
Estómago
EI-MM
Esófago
Incremento total
1.500
1.000
0
1.500
LH
1.000
Laringe
EI-MM
500
Cuerpo uterino
Leucemias
0
LH
500
Esófago
Incremento por riesgo
Incremento por estructura poblacional
Incremento por tamaño poblacional
sean éstos por aumentos de población o bien por envejecimiento.
Incidencia
Si consideramos todos los cánceres, a excepción de los cánceres cutáneos distintos de melanoma, los diagnósticos de
cáncer en Cataluña en la próxima década aumentarán un
31% en los varones y un 34% en las mujeres. En números
absolutos, si en el año 2005 se diagnosticaron 20.999 cánceres en los varones y 14.141 en las mujeres, en 2015 se diagnosticarán 27.438 y 18.986, respectivamente (tablas 1 y 2).
En los varones, los análisis proyectan para 2015 incrementos superiores al 40% del número de casos de cáncer de
testículo, colon-recto, melanoma, tiroides, riñón y linfoma no
hodgkiniano (LNH). En las mujeres, incrementos similares
se predicen en los LNH, cáncer de pulmón, riñón, melanoma, tiroides, páncreas y mama. Incrementos del 20 al 40%
en la incidencia se esperan en los tumores de páncreas, hepáticos, próstata, sistema nervioso central (SNC), vejiga urinaria y pulmón en los varones, y cáncer de hígado, colon y
recto, vejiga urinaria, SNC y ovario en las mujeres. En más
de la mitad de los casos predecidos de cáncer de mama, colon y recto, LNH, de pulmón, melanoma, de riñón, páncreas,
Fig. 2. Variación en el número de casos incidentes
de cáncer en el período 2005-2015 en Cataluña según sea por cambios del riesgo o cambios demográficos. El segmento vertical indica la variación total en
el período 2005-2015. COF: cavidad oral y faríngea;
EI-MM: enfermedad inmunoproliferativa y mieloma
múltiple; LH: linfoma de Hodgkin; LNH: linfoma no
hodgkiniano; SNC: sistema nervioso central.
tiroides y testículo, el incremento se ha asociado a cambios
del riesgo. En cambio, se predice una disminución de la incidencia de los tumores de la cavidad orofaríngea y de la laringe en los varones, y de las enfermedades inmunoproliferativas y mieloma múltiple, cáncer de cuello uterino y laringe
en las mujeres, también asociada mayoritariamente a cambios en el riesgo (tabla 3).
Respecto al año 2005, se espera que el incremento del número de casos incidentes sea mayor en los varones de edad
avanzada (> 65 años, 38%; 35-64 años, 16%). En las mujeres, se predice que el incremento sea similar en ambos grupos (el 33 y el 36%, respectivamente). En los varones, los tumores que aumentarán principalmente en el grupo de más de
65 años serán los de hígado (> 65 años, 47%; 35-64 años,
12%), páncreas (55% y –0,9%, respectivamente), pulmón
(el 41 y el 8%), melanoma (el 71 y el 27%), LNH (el 75 y el
41%), colon-recto (el 69 y el 43%) y vejiga urinaria (el 32 y
el 2%). Incrementos similares en ambos grupos de edad se esperan en el cáncer de próstata (> 65 años, 28%; 35-64 años,
29%), riñón (el 55 y el 50%) y testículo (el 255 y el 240%).
En las mujeres, se predicen incrementos superiores en el grupo de edad más avanzada para los cánceres colorrectales
(> 65 años, 39%; 35-64 años, 13%), hígado (el 36 y el 6%),
páncreas (el 60 y el 12%), pulmón (el 36 y el 15%), mama (el
Med Clin (Barc). 2008;131(Supl 1):32-41
39
Documento descargado de http://www.elsevier.es el 21/11/2016. Copia para uso personal, se prohíbe la transmisión de este documento por cualquier medio o formato.
RIBES J ET AL. PROYECCIÓN DE LA INCIDENCIA Y LA MORTALIDAD DEL CÁNCER EN CATALUÑA HASTA EL AÑO 2015 MEDIANTE UN MODELO BAYESIANO
62 y el 28%), ovario (el 33 y el 8%) y riñón (el 99 y el 50%).
Incrementos similares en ambos grupos de edad se esperan
en el melanoma cutáneo (> 65 años, 80%; 35-64 años, 77%),
tiroides (el 81 y el 73%) y LNH (el 100 y el 85%) (datos no
mostrados, calculados a partir del cociente de los casos del
año 2015 respecto a los del mismo grupo de edad en 2005).
Mortalidad
Para el mismo período de estudio, a pesar de que se predice
un discreto aumento en las tasas brutas de mortalidad por
cáncer en los varones (2005, 293,2/105; 2015, 304,4/105) y
una disminución en las mujeres (170,2 y 165, respectivamente), el número de fallecidos por cáncer aumentará (varones: 2005, 10.038; 2015, 11.661; mujeres: 2005, 5.967;
2015, 6.421) debido al incremento de la población futura
(tablas 1 y 2).
Según la localización tumoral, en los varones se espera un
incremento de defunciones por cáncer colorrectal (39%),
LNH (38%), vejiga urinaria (37%), melanoma (36%), leucemias y riñón (30% cada uno), páncreas (27%), SNC (25%)
y pulmón (14%). En las mujeres, se predice un incremento
de defunciones por cáncer de pulmón (67%), páncreas
(48%), melanoma (44%), riñón (32%), LNH (29%), SNC
(23%), cavidad orofaríngea (22%), leucemias (20%), enfermedad inmunoproliferativa y mieloma múltiple (18%), colorrectal (12%) y cuerpo uterino (6%). En cambio, se predice
una disminución de los fallecidos por cáncer de cavidad orofaríngea (–7%), esófago (–5%), estómago (–1%), hígado
(–7%), laringe (–17%) y próstata (–2%) en los varones, y de
estómago, hígado y tiroides (–13% cada uno), vejiga urinaria
(–4%), linforma de Hodgkin (–6%), mama (–4%) y cuello
uterino (–9%) en las mujeres (tablas 1 y 2).
Para la mayoría de las localizaciones tumorales y para ambos
sexos, el número de fallecidos por cáncer tiende a disminuir
en los individuos con edades comprendidas entre 35 y 64
años; en cambio, se incrementa en los grupos de edad más
avanzada (> 65 años). Por esta razón, la mortalidad ajustada
por edad del cáncer global en ambos sexos disminuye (fig.
1A) debido a que la mayoría de los fallecidos están en los
grupos de edad más avanzada. Una clara excepción es el
cáncer de pulmón en mujeres en que se predice que en el
período 2005-2015 el número de fallecimientos por esta causa se incrementará un 84% en el grupo de 35 a 64 años y en
un 58% en las mujeres mayores de 65 años (tablas 1 y 2).
Discusión
Desde inicios de los años ochenta la incidencia de cáncer ha
aumentado en ambos sexos en Cataluña. Para la próxima
década se predice un incremento en las tasas ajustadas de
la incidencia de cáncer en los varones con una tendencia a la
estabilización, al contrario de las mujeres, que se predice un
incremento. Las proyecciones del cáncer en Cataluña son
similares a las estimadas para el año 2020 en otros países
europeos, como Gran Bretaña20 o los países nórdicos23. El
factor seguramente más importante relacionado con la estabilización predicha de la incidencia de cáncer en los varones
probablemente es la reducción de la prevalencia del consumo de tabaco constatada en Cataluña en los últimos años24.
De hecho, según las tendencias de la incidencia del período
1985-2004, los análisis predicen en Cataluña una disminución de las tasas de incidencia ajustadas de tumores asociados al tabaco, como los tumores de la cavidad orofaríngea y
laringe, y una estabilización de los de pulmón y vejiga urinaria en los varones.
40
Med Clin (Barc). 2008;131(Supl 1):32-41
Para valorar el impacto del cáncer en un país, desde el punto
de vista sanitario, puede ser más útil predecir el número de
personas que se diagnosticarán de cáncer que predecir las tasas de incidencia ajustadas, pues éstas no muestran tan claramente los cambios demográficos experimentados por la población. El número de pacientes con cáncer sigue y seguirá
repercutiendo de forma importante en la población catalana.
Si consideramos todos los cánceres, a excepción de los cánceres cutáneos distintos de melanoma, el número de diagnósticos de cáncer en Cataluña en 2015 aumentará en un 31% en
los varones y en un 34% en las mujeres. En los varones, un
10% del incremento esperado será atribuible al envejecimiento de la población, un 14% al aumento del tamaño poblacional
y, por tanto, un 7% será debido a un aumento del riesgo de
padecer cáncer. En las mujeres, el incremento esperado de
casos de cáncer debidos al envejecimiento, tamaño poblacional y al riesgo será del 6, el 13 y el 15%, respectivamente.
Intervenciones de prevención primaria en la población podrían
tener un impacto positivo en la incidencia de algunos tipos
particulares de cáncer con causas etiológicas bien identificadas, firmemente asociadas y candidatas a prevención. En Cataluña, los incrementos esperados del número de casos de
cáncer mayoritariamente asociados a cambios en el riesgo (y
no a cambios en la estructura poblacional) serán los cánceres de riñón, páncreas, melanoma cutáneo, LNH en ambos
sexos, el cáncer de pulmón en las mujeres y el de testículo
en los varones. De estos tumores, probablemente el cáncer
de pulmón y el melanoma cutáneo, por su firme asociación
al tabaquismo y a la exposición solar, respectivamente, serían
los mejores candidatos a poder modificar su predecible tendencia durante las próximas décadas mediante campañas
de prevención primaria.
El conocimiento del número de futuros pacientes oncológicos de una población ayuda en la planificación sanitaria a
cuantificar los esfuerzos que se requerirán para asegurar un
buen funcionamiento de los servicios sanitarios, tanto en los
procesos diagnósticos y terapéuticos como de soporte. En
Cataluña, se especula que el mayor incremento de la incidencia de cáncer se observará en los individuos de edad avanzada, quienes presentan mayores comorbilidad, mortalidad
quirúrgica y toxicidad a la quimioterapia, por lo que se requerirán mayores servicios de soporte y de cuidados paliativos25,26.
En las mujeres, el incremento esperado en los grupos de edad
de 35 a 64 años (similar a las de edad más avanzada) tiene
especial relevancia social habida cuenta que son las principales cuidadoras del hogar.
A pesar de que se predice un aumento de la mortalidad por
cáncer de pulmón en las mujeres en la próxima década,
asociada a la exposición previa al tabaco desde la década de
los sesenta, las tasas de mortalidad por cáncer global en Cataluña seguirán descendiendo, tal y como lo ha ido haciendo
desde 1990 en ambos sexos27. En los varones, la disminución de la mortalidad se deberá mayoritariamente a la disminución de la mortalidad por tumores en relación con el tabaco28. En las mujeres, la disminución de la mortalidad por
cáncer puede explicarse mayoritariamente por la disminución
de la mortalidad por cáncer de mama, atribuible a las mejoras diagnósticas y terapéuticas aplicadas29.
Las predicciones de cáncer realizadas deben de interpretarse con cierta cautela ya que se asume la continuidad de las
tendencias de la incidencia y/o mortalidad por cáncer observadas en años anteriores y de la población futura escogida, que también está basada en predicciones. En el norte de
Europa se ha estimado un error del 10 al 20% entre los casos predecidos y los actuales4. Con la finalidad de determinar el posible grado de error en nuestros análisis, se comparó el número predicho de defunciones por cáncer de mama,
Documento descargado de http://www.elsevier.es el 21/11/2016. Copia para uso personal, se prohíbe la transmisión de este documento por cualquier medio o formato.
RIBES J ET AL. PROYECCIÓN DE LA INCIDENCIA Y LA MORTALIDAD DEL CÁNCER EN CATALUÑA HASTA EL AÑO 2015 MEDIANTE UN MODELO BAYESIANO
pulmón, colon y recto, cavidad orofaríngea y estómago en el
período 2010-2015 en Cataluña mediante el método del registro de cáncer de Finlandia3 y el nuestro. Nuestro método,
respecto al método finlandés, subestimó entre un 1 y un 7%
los tumores de mama, pulmón y colon y recto, mientras que
sobrestimó entre un 1 y un 8% tumores menos frecuentes,
como los de cavidad orofaríngea y estómago (datos no publicados). Por tanto, consideramos que las proyecciones de
cáncer en Cataluña presentan un margen de error aceptable
y, en todo caso, el incremento de la incidencia estimado es
conservador, en especial cuando se analiza el cáncer
globalmente y los tumores de alta incidencia.
Otro aspecto que debe tenerse en cuenta en la interpretación
de los resultados es que en los análisis estadísticos realizados
se han considerado los efectos edad, período y cohorte, con lo
que se originó una posible sobrestimación de tumores poco
frecuentes diagnosticados en edades jóvenes (efecto cohorte)
o de tumores en que se han producido cambios diagnósticos o
terapéuticos que han afectado a todos los grupos de edad
(efecto período). Así, por ejemplo, el efecto período observado
en la incidencia de cáncer de próstata por la introducción del
PSA, a mediados de los ochenta, se ha obviado en las proyecciones de la incidencia ya que, en los análisis estadísticos, se
han considerado únicamente el último período de la tendencia
y los cambios producidos por el envejecimiento de la población. Por otro lado, las proyecciones de la mortalidad por cáncer están basadas en las tendencias previas observadas y los
modelos no incluyen la evolución futura de la incidencia. Esto
puede ser especialmente relevante en cánceres altamente incidentes y con supervivencia baja y en tumores que, a pesar
de mostrar supervivencias relativamente altas, la incidencia
sigue aumentando o lo hace de forma muy rápida19.
En resumen, la presentación de las proyecciones de la incidencia y la mortalidad por cáncer según localización tumoral y
grupos de edad facilita la visión futura de la oncología en Cataluña. El aumento del número de casos incidentes de cáncer
para 2015, especialmente en individuos de edad avanzada,
junto con la disminución de las tasas de mortalidad, refuerza
la necesidad de mejorar los recursos sanitarios de prevención
y diagnóstico precoz, así como los recursos sobre tratamiento,
soporte y cuidados paliativos ya instaurados en Cataluña.
Declaración de conflicto de intereses
Los autores han declarado no tener ningún conflicto de intereses.
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
1. Hakulinen T, Hakama M. Predictions of epidemiology and the evaluation
of cancer control measures and the setting of policy priorities. Soc Sci
Med. 1991;33:1379-83.
2. Bray F, Moller B. Predicting the future burden of cancer. Nat Rev Cancer. 2006;6:63-74.
3. Dyba T, Hakulinen T. Comparison of different approaches to incidence
prediction based on simple interpolation techniques. Stat Med. 2000;19:
1741-52.
4. Møller B, Fekjaer H, Hakulinen T, Sigvaldason H, Storm HH, Talbäck M,
et al. Prediction of cancer incidence in the Nordic countries: empirical
comparison of different approaches. Stat Med. 2003;22:2751-66.
5. Bray I. Application of Markov chain Monte Carlo methods to projecting
cancer incidence and mortality. Appl Statist. 2002;51:151-64.
6. Bashir SA, Estève J. Projecting cancer incidence and mortality using Bayesian age-period-cohort models. J Epidemiol Bioestat. 2001;6:287-96.
7. Clèries R, Ribes J, Esteban L, Martínez JM, Borràs JM. Time trends of
breast cancer mortality in Spain during the period 1977-2001 and Bayesian
approach for projections during 2002-2016. Ann Oncol. 2006;17:1783-91.
8. Parkin DM. The evolution of the population-based cancer registry. Nat
Rev Cancer. 2006;6:603-12.
9. Parkin DM, Whelan SL, Ferlay J, Storm H. Cancer incidence in five continents. Vol I-VIII. IARC CancerBase No. 7. Lyon: IARC; 2005. Disponible
en: http://www-dep.iarc.fr/
10. Borràs J, Galceran J, Piñol Ll, Cardó X, Ameijide A, Izquierdo A, et al.
Cancer incidence in Tarragona, Spain (1998-2001). En: Curado MP, Edwards B, Shin HR, Storm H, Ferlay J, Heanue M, et al, editores. Cancer
incidence in five continents. Vol IX. IARC Scientific Publications No. 160.
Lyon: IARC; 2007. Disponible en: http://www-dep.iarc.fr/
11. Izquierdo A, Marcos-Gragera R, Vilardell L, Viladiu P, Borràs JM, Ribes J,
et al. Cancer incidence in Girona, Spain (1998-2002). En: Curado MP,
Edwards B, Shin HR, Storm H, Ferlay J, Heanue M, et al, editores. Cancer incidence in five continents. Vol IX. IARC Scientific Publications No.
160. Lyon: IARC; 2007. Disponible en: http://www-dep.iarc.fr/
12. Servei d’informació i estudis, Anàlisi de la mortalitat a Catalunya, 2005.
Barcelona: Departament de Salut. Generalitat de Catalunya; 2007.
13. Web de l’Estadística Oficial de Catalunya. IDESCAT. Población. Disponible en: http://www.idescat.net/cat/poblacio
14. Breslow NE, Day NE. Rates and rates standardization. En: Davis W, editor.
Statistical methods in Cancer research. Vol II. The design and analysis of
cohort studies. IARC Scientific Publications No 32. Lyon: IARC; 1987.
15. Knorr-Held L, Rainer E. Projections of lung cancer mortality in West Germany: a case study in Bayesian prediction. Biostatistics. 2001;2:109-29.
16. Pitarque S, Clèries R, Martínez JM, López-Abente G, Kogevinas M, Benavides FG. Mesothelioma mortality in men: trends during 1977-2001 and
projections for 2002-2016 in Spain. Occup Environ Med. 2007;65:
279-82.
17. Gelman A, Carlin JB, Stern H. Bayesian data analysis. London: Chapman
& Hall; 2003.
18. Dyba T, Hakulinen T. Do cancer predictions work? Eur J Cancer. 2008;
44:448-53.
19. Karim-Kos HE, De Vries E, Soerjomataram I, Lemmens V, Siesling S, Coebergh JW. Recent trends of cancer in Europe: A combined approach of
incidence, survival and mortality for 17 cancer sites since the 1990s. Eur
J Cancer. 2008.
20. Moller H, Fairley L, Coupland V, Okello C, Green M, Forman D, et al. The
future burden of cancer in England: incidence and numbers of new patients in 2020. Br J Cancer. 2007;96:1484-8.
21. Day N. Cumulative rate and cumulative risk. En: Muir C, Waterhouse J,
Mack T, Powell J, Whelan S, editores. Cancer incidence in five continents.
Vol 5. IARC Scientific Publications No 88. Lyon: IARC; 1987. p. 787-9.
22. Bashir SA, Estève J. Analysing the difference due to risk and and demographic factors for incidence or mortality. Int J Epidemiol. 2000;29:
878-84.
23. Moller B, Fekjaer H, Hakulinen T, Tryggvadòttir L, Storm HH, Talbäck M,
et al. Prediction of cancer incidence in the Nordic countries up to the
year 2020. Eur J Cancer Prevention. 2002;11:S1-96.
24. Generalitat de Catalunya. Departament de Sanitat i Seguretat Social. Enquesta de Salut de Catalunya, 2006 (ESCA 2006). Barcelona: Servei Català de la Salut; 2007.
25. Balducci L, Ershler WB. Cancer and ageing: a nexus at several levels. Nar
Rev Cancer. 2005;5:655-62.
26. Edwards BK, Howe HL, Ries LA, Thun MJ, Rosenberg HM, Yancik R, et
al. Annual report to the nation on the status of cancer, 1973-1999, feauturing implications of age and aging on US cancer burden. Cancer.
2002;94:2766-92.
27. Borràs JM, Borràs J, Bosch FX, Fernández E, Galceran J, Gispert R, et al.
Càncer Catalunya 2001. Institut Català d’Oncologia. L’Hospitalet de Llobregat: Departament de Sanitat I Seguretat Social; 2001.
28. IARC. Tobacco smoking and involuntary smoking. IARC Monographs on
the evaluation of carcinogenic risks to humans. Vol 83. Lyon: International Agency for Research on Cancer; 2003.
29. Berry DA, Cronin KA, Plevritis SK, Fryback DG, Clarke L, Zelen M, et al.
Effect of screening and adjuvant therapy on mortality from breast cancer.
N Engl J Med. 2005;353:1784-92.
Med Clin (Barc). 2008;131(Supl 1):32-41
41