ORIGINAL

INFLUENCIA DE LAS DESIGUALDADES SOCIALES, LA CONFLICTIVIDAD SOCIAL Y LA POBREZA EXTREMA SOBRE LA MORBILIDAD POR TUBERCULOSIS EN LA CIUDAD DE BARCELONA (*)

Estela Díaz de Quijano (1), M. Teresa Brugal (1), M.ª Isabel Pasarín (2), Hernando Galdós-Tangüís (1)(3), Joan Caylà (1)(3) y Carme Borrell (2).
(1) Servei d’Epidemiologia. Institut Municipal de Salut Pública de Barcelona.
(2) Servei d’Informació Sanitària. Institut Municipal de Salut Pública de Barcelona.
(3) Unidad de Investigación en Tuberculosis. Barcelona.
(*) Estudio parcialmente financiado por el Fondo de Investigaciones Sanitarias (Expediente núm 96/0824).

INTRODUCCIÓN

En los últimos años la naturaleza y magnitud de la tuberculosis (TB) ha cambiado tanto en los países pobres como en los ricos¹ debido sobre todo a la infección por VIH^2,3 y, en nuestro medio, debido también al abuso de drogas por vía intravenosa⁴. En Barcelona, las personas infectadas por VIH entre los años 1987 y 1990 sólo representaban el 20% de todos los casos de TB. A partir de 1991 este porcentaje empezó a incrementarse hasta llegar al 29% en 1994⁵.

Esta relación entre el resurgimiento de la TB y el VIH destaca sobre todo en las zonas del centro de las grandes ciudades deprimidas socioeconómicamente (inner cities o fenómeno zona centro), en donde se combinan la concentración de usuarios de drogas, las condiciones de vida precarias y la infección por VIH, que ha tenido efectos devastadores sobre la población juvenil⁶. Según este fenómeno de zona centro, la existencia de grupos minoritarios con procesos de marginación dentro de un área de una gran ciudad puede afectar la integración social de toda la zona y conllevará importantes problemas socioeconómicos y culturales⁷.

En general, la privación socioeconómica de la población se ha relacionado con un peor estado de salud y con un amplio espectro de patologías^8,9, más concretamente, tanto el abuso de drogas como la TB tienen como factores determinantes la privación social y económica^10-14. En países con baja prevalencia de infección tuberculosa, como el Reino Unido, la infección por el VIH ha tenido poco impacto sobre la TB pero, en cambio, factores como la inmigración procedente de países pobres, el hacinamiento y la privación socioeconómica (pobreza, desempleo y personas «sin techo») se han relacionado con el aumento de la enfermedad^15-18. Algunos estudios han relacionado la TB con el hacinamiento¹⁹ y destacan la importancia de la TB en la población «sin techo»^2,20-22.

En Barcelona concretamente, existen importantes desigualdades en mortalidad en las diferentes áreas geográficas que están relacionadas con el nivel socioeconómico^23-25, agravadas por el fenómeno de zona centro que se da en los barrios del centro de la ciudad, los cuales aglutinan los peores indicadores socioeconómicos, así como una elevada morbi-mortalidad, tanto por tuberculosis como por infección por VIH y abuso de drogas²⁶.

SUJETOS Y MÉTODO

La población de estudio estuvo constituida por las personas diagnosticadas de TB residentes en la ciudad de Barcelona, identificadas entre 1990 y 1995 a partir del registro de casos del Programa de TB de Barcelona, cuya exhaustividad es superior al 95% debido a que se basa en una vigilancia activa⁵.

Se diseñó un estudio transversal ecológico utilizando el barrio como unidad de análisis. La población en los 38 barrios de la ciudad oscilaba entre 1.524 y 109.751 habitantes en 1991²⁷. Cabe señalar que se utilizó este tipo de diseño debido a que las variables socioeconómicas del registro de casos de TB no están suficientemente cumplimentadas para poder hacer un estudio de base individual.

Las variables individuales procedentes del registro de TB fueron: el sexo, la edad, el barrio de residencia y el tipo de colectivo. Se consideraron dos colectivos según prácticas de riesgo, por una parte el de usuarios de drogas por vía intravenosa (UDIs) de 15 a 49 años (casos con co-enfermedad tuberculosis/drogadicción) y por otra, el resto de individuos de 15 años o más (no UDIs, que son los casos de tuberculosis sin drogadicción). Los grupos de edad utilizados fueron de 15 a 24 años y de 25 a 49 años en los UDIs, y de 15 a 34 años y mayores de 34 en los no UDIs. Esta estratificación diferencial se realizó debido a que la población de UDIs es más joven que el resto de pacientes, siendo el rango de edad mucho menor.

Las fuentes de información utilizadas para obtener los datos de población de hecho y los indicadores socioeconómicos fueron el Padrón Municipal de Habitantes de la ciudad de Barcelona de 1991²⁷, el Censo de Población y Vivienda de 1991²⁸, el Registro de Pensiones Mínimas de reinserción de los años 1994, 1995 y 1996, y los ingresos preventivos en la prisión de hombres del año 1995. Los datos de estos dos últimos registros se obtuvieron de forma específica para el presente estudio.

Los indicadores de salud utilizados para el análisis descriptivo y bivariado fueron las tasas de incidencia anual media de TB de UDIs y de TB de personas que no son UDIs, ambas respecto a la población general, estandarizadas por edad por 100.000 habitantes (TEI), calculada para cada barrio entre 1990 y 1995.

Como indicadores socioeconómicos se utilizaron las variables ecológicas disponibles de cada barrio: desempleo masculino y femenino (porcentaje de personas que se declararon desempleadas en el censo de 1991), la instrucción insuficiente masculina y femenina (porcentaje de personas mayores de 16 años analfabetas o con una titulación inferior a los estudios primarios según el padrón de 1991), y el hacinamiento (porcentaje de viviendas del barrio en que la razón entre el número de convivientes y el número de habitaciones era superior a 1, según el censo de 1991). Se utilizó como indicador de conflictividad social la tasa de ingresos en prisión preventiva de hombres mayores de 21 años por 100.000 habitantes en el año 1995, y como indicador de pobreza extrema la tasa de pensiones mínimas de reinserción por 1.000 habitantes. Como indicador del fenómeno de zona centro, se utilizó el conjunto de los 3 barrios con indicadores más desfavorables, ubicados en el centro histórico de la ciudad.

En el análisis bivariado la asociación entre los indicadores sociales y la TEI se estudió mediante el coeficiente de correlación de Spearman. Previamente al análisis multivariado, se realizó un análisis de la relación entre la tasa de incidencia de TB y cada una de las variables sociales en los diferentes estratos de edad y sexo, con el fin de categorizar las variables que cumplían los criterios de linealidad, como fueron la pobreza extrema y la conflictividad social. De esta forma, se crearon dos categorías para el indicador de conflictividad social (barrio con tasas de más de 400 hombres encarcelados por 100.000 habitantes), y para el de pobreza extrema (barrios con tasas superiores a 3 pensiones mínimas de reinserción por 1.000 habitantes). En el análisis multivariado se ajustaron modelos de regresión de Poisson para obtener medidas de riesgo (Riesgo Relativo con un intervalo de confianza al 95%, RR IC_95%), siendo la variable dependiente las tasas de incidencia de TB en cada barrio y como variables independientes se incluyeron la edad agrupada, los indicadores ecológicos sin estandarizar por edad y las interacciones relevantes a nivel conceptual teniendo en cuenta las asociaciones estadísticamente significativas en el análisis bivariado y las distribuciones de las variables en los distintos estratos de edad y sexo. Para los indicadores que no cumplían los criterios de linealidad, se calculó el RR al IC_95% para incrementos del 3% de desempleo y para incrementos del 10 % de hacinamiento.

No se incluyeron en el mismo modelo las variables que presentaban colinealidad como por ejemplo el desempleo y la instrucción insuficiente. La bondad de ajuste del modelo se obtuvo mediante la lejanía (deviance)³¹. Se realizaron análisis separados para cada colectivo y para cada sexo. Se eliminó un barrio del análisis porque, debido a sus características demográficas (sólo tenía 1.524 habitantes), presentaba TEIs con valores extremos inestables que distorsionaban los resultados de los análisis. El análisis estadístico bivariado se realizó con el paquete de programas estadísticos del SPSS³² y el multivariado con el programa EGRET³³.

Validación de la variable barrio de residencia

La población de estudio fueron todos los casos de TB residentes en la ciudad de Barcelona declarados durante el año 1995. Se consideró válida la variable barrio de residencia que consta en el registro de tuberculosis, que es el barrio declarado por el paciente, debido a que procede de un sistema de vigilancia activa, y se acerca por tanto a la realidad de forma homogénea en toda la ciudad. Así pues, se utilizó el barrio declarado en el registro de TB, y se comparó con el que figuraba en el Padrón de Habitantes de 1991. La comparación de la proporción de casos concordantes en las diferentes zonas geográficas se realizó mediante la prueba de Ji-cuadrado.

RESULTADOS

Durante los seis años del estudio se detectaron 5.335 casos de TB, de los que 3.835 (72%) eran hombres y 1.500 mujeres (28%); 1.151 eran UDIs (21,6%) y el resto no UDIs (tabla 1). En los diferentes barrios el rango de casos de TB osciló entre 0 y 138 UDIs, y entre 4 y 463 no UDIs. En los UDIs la edad media de los hombres fue de 31,3 (con una desviación estándar DE=5,4) y la de las mujeres de 29,3 (DE=4,6). En los no UDIs los hombres tuvieron una edad media de 45,8 (DE=17,9) y las mujeres de 42,4 (DE=20,6). La TEI de TB que son UDIs para el total de Barcelona se situó en 24,5 por 100.000 habitantes de 15 a 49 años, y, la de los TB que no son UDIs, en 50,9 por 100.000 habitantes mayores de 14 años.

Las TEI de TB, tanto de personas que son UDIs como que no son UDIs, fueron más elevadas en los cuatro barrios del centro histórico de la ciudad (casco antiguo), seguido, en los dos colectivos, de barrios obreros de la periferia de más reciente construcción y de otros barrios periféricos antiguos en los no UDIs. Por el contrario, las incidencias más bajas se dieron en los barrios más acomodados de la ciudad.

Tal como se muestra en la tabla 2 y en la figura 1, la mayoría de correlaciones bivariadas fueron estadísticamente significativas. En el colectivo de los UDIs, los indicadores de situación socioeconómica desfavorable (desempleo e instrucción insuficiente) se hallan muy correlacionados con la incidencia de TB, presentando un coeficiente de correlación de Spearman (r_s) de 0,82 y 0,79 respectivamente. En el colectivo de los no UDIs la incidencia de TB está fuertemente correlacionada con el desempleo (r_s=0,83) y la conflictividad social (r_s=0,81). Aunque en menor grado, la pobreza extrema muestra a su vez una importante correlación con la incidencia de TB en UDIs y en no UDIs. Las mujeres presentan en general r_s menores a las de los hombres. En las mujeres no UDIs la correlación más importante se da con el indicador de pobreza extrema (r_s=0,73) y de conflictividad social (r_s=0,70).

En el análisis multivariado del colectivo UDI, los hombres y mujeres presentaron un comportamiento similar, por lo que se pudo obtener un modelo multivariado conjunto que muestra además las diferencias de riesgo entre ambos sexos. Las variables asociadas a un mayor riesgo de TB de forma estadísticamente significativa fueron: el sexo, presentando mayor riesgo los hombres (RR=7,42), la edad (RR de los mayores de 24 años= 61,5), el desempleo (RR=1,68), la conflictividad social (RR=1,29), el hacinamiento (RR=1,36) y el fenómeno de zona centro (RR=1,92) (tabla 3).

En los hombres no UDIs se detectó una interacción estadísticamente significativa en el modelo multivariado entre el desempleo y la edad: el riesgo de TB se asoció de forma estadísticamente significativa al desempleo en los jóvenes (RR=1,11) pero este riesgo aumentaba en los mayores de 35 años (RR=1,15), incluso después de ajustar por los barrios con indicadores socioeconómicos más desfavorables (fenómeno de zona centro RR=1,80). Los barrios con pobreza extrema presentaron un riesgo de TB 1,39 veces superior al de los barrios donde este indicador era más favorable. En las mujeres no UDIs, las menores de 35 años mostraron un riesgo de TB 1,29 veces superior comparadas con las mayores de 34 años. El desempleo y la pobreza extrema se asociaron también a un mayor riesgo de TB (RR=1,18 y RR=1,95). Los barrios que presentan el fenómeno de zona centro muestran un riesgo de TB añadido con respecto al resto de barrios de la ciudad (RR=1,72) (tabla 3).

DISCUSIÓN

En este estudio se ha evidenciado que en Barcelona la incidencia de TB, tanto de personas que son UDIs como de las que no lo son, es mayor en los cuatro barrios del centro histórico de la ciudad, caracterizados por tener bolsas de población marginal y elevada prevalencia de UDIs, seguido de algunos barrios de la periferia. El fenómeno de zona centro está muy asociado a la TB tanto en los UDIs como en los no UDIs. Además, los resultados muestran que los hombres, los mayores de 24 años, el desempleo, la conflictividad social y el hacinamiento están asociados a mayor riesgo de TB en el colectivo de los UDIs. La enfermedad en los no UDIs está asociada al desempleo y a la pobreza extrema. En los hombres, la asociación entre el desempleo y la TB es más importante en los mayores de 35 años; una posible explicación podría ser que el desempleo señala una privación social más importante en los mayores que en los jóvenes, ya que suele ser un desempleo de larga duración. De todos modos, es necesario señalar que a pesar de la existencia de una interacción estadísticamente significativa entre desempleo y edad en los hombres, la magnitud de las diferencias de los riesgos relativos entre los dos grupos de edad no es demasiado importante (RR de 1,11 y 1,15).

Como en numerosos estudios anteriores, las dos variables más fuertemente asociadas con la TB en los UDIs son ser hombre y una mayor edad^5,6. Por el contrario, las mujeres no UDIs menores de 35 años presentan un riesgo añadido de TB, que puede indicar un perfil de mujeres no UDIs pareja de hombres UDIs, hipótesis que debería corroborarse con un estudio específico.

Anteriormente se han descrito desigualdades sociales en mortalidad en Barcelona^23,25,34, siendo las zonas con mayor privación socioeconómica donde existe un exceso de defunciones. Por otro lado, dichas desigualdades han aumentado en la década de los 90 a expensas del sida y la sobredosis a drogas de abuso²⁴. Como podemos ver en este trabajo, estas desigualdades también se hacen patentes en la morbilidad, como en el caso que nos ocupa y en el de consumo de drogas⁷.

La relación entre la TB y la privación social, la pobreza extrema, el hacinamiento y la indigencia ha sido descrita en otros estudios. En el Reino Unido se ha enfatizado la importancia de tener en cuenta tanto la privación como la inmigración de países en que la TB es una enfermedad común; aunque la privación y la inmigración están relacionadas, ambos tienen efectos sobre la distribución geográfica de la TB, sobre todo en los años más recientes^{14, 16, 35, 36}. En Estados Unidos el resurgimiento de la TB se ha relacionado con la infección por VIH, las toxicomanías, el hacinamiento, la inmigración y la indigencia². En los núcleos céntricos y pobres de las grandes ciudades del Este de Estados Unidos, la combinación del uso de drogas por vía intravenosa, la concentración de pobreza, las personas «sin techo» y la infección por VIH, han tenido efectos adversos sobre todo en la población joven¹³. También las prisiones y los albergues de las personas «sin techo» han favorecido la transmisión⁶. Según un estudio de Jones et al, los factores predictivos de TB en casos de sida de Estados Unidos fueron: ser afroamericano o hispano, ser IDU y haber nacido fuera del país, presentando menos riesgo el colectivo de homosexuales³⁷.

En nuestro estudio ha sido de gran utilidad el analizar separadamente la TB de UDIs y la TB de personas que no lo son, ya que presentan características diferenciales. La distribución de la TB de los UDIs está muy relacionada con la distribución de los UDIs en Barcelona. El colectivo de usuarios de drogas por vía parenteral está formado fundamentalmente por hombres de entre 25 y 35 años y se encuentra preferentemente en la zona centro de la ciudad y en las zonas con elevada conflictividad social^7,34. Sin duda, la alta prevalencia de VIH en esta población hace que aumente la TB. Estos hechos se reflejan sobre todo en la relación entre la TB y la conflictividad social en el colectivo de UDIs. Por otro lado, hay que mencionar que el encarcelamiento también implica hacinamiento, lo que favorece la transmisión de la enfermedad y podría explicar un aumento de la incidencia en los barrios con mayor tasa de encarcelamiento.

Respecto a la medida de conflictividad social, hemos de señalar que hubiera sido interesante poder disponer de la tasa de encarcelamiento de las mujeres y de los jóvenes, pero ésta es una información que no estaba disponible, así como otras variables que hubieran resultado de interés para el estudio, como puede ser la tasa de delitos.

El hecho de que en las personas tuberculosas que no son UDIs destaque la asociación con la pobreza extrema y el desempleo y no con la conflictividad social y el hacinamiento, nos muestra el patrón diferencial de este colectivo. De todos modos, es necesario no perder de vista que una limitación de este estudio es la medida del hacinamiento, ya que es una variable obtenida a nivel ecológico y, por lo tanto, no representa el grado de hacinamiento individual de las personas; además la definición utilizada puede no reflejar lo mismo que en estudios realizados en otros ámbitos. Aun y así, esta medida es la más utilizada en la bibliografía anglosajona, que es la más abundante sobre desigualdades en TB^12,19. Probablemente hubiera sido mejor utilizar los metros cuadrados por persona, pero estos datos no estaban disponibles en el censo de población.

Asimismo es importante señalar que la privación material (desempleo) sigue estando relacionada con la TB una vez se ha tenido en cuenta el fenómeno de zona centro y, por lo tanto, los resultados obtenidos no se deben a unos pocos barrios con valores extremos, que se presentan muy alejados del resto tal como se observa en la figura 1, si no que representaría un riesgo añadido para la TB.

En los modelos multivariados se ha usado el desempleo y no el nivel de instrucción ya que ambas variables están muy correlacionadas, y debido a que el desempleo se relaciona mejor con los indicadores de salud y su significado está más cercano al concepto de privación material³⁹. Además, el nivel de instrucción tiene un efecto cohorte importante siendo las personas mayores las que tienen menos nivel, lo que no siempre refleja más privación material.

Las TEIs pueden estar sobrestimadas en los barrios en los que haya mayor proporción de individuos en situación irregular, no empadronados o empadronados en un barrio diferente al que viven, puesto que estos casos incrementarán el numerador y no el denominador (que sólo incluye la población empadronada en dicho barrio) de las tasas. Tal y como muestra el subestudio de validación de la variable barrio de residencia, los individuos residentes en los barrios con mayores incidencias de TB, que son los barrios que presentan indicadores sociales más desfavorables, con relativa frecuencia no se hallan empadronados o lo están en un barrio diferente al de residencia (es decir, el barrio del registro de TB no concuerda con el que consta en el padrón), y esto implica que las tasas en estos barrios podrían estar sobrestimadas con respecto al resto de barrios. Probablemente el hecho de que haya más casos en situación de empadronamiento irregular residentes en el casco antiguo, indica el efecto de atracción de personas vulnerables (desde el punto de vista socioeconómico y/o de la salud) y el proceso de desintegración social de los barrios que sufren el fenómeno de zona centro. De todos modos, la incidencia en los barrios más desfavorables es mucho más elevada que en el resto de (del orden de un 200% superior), incidencia que no estaría justificada sólo por las discrepancias en el empadronamiento.

Este estudio señala la presencia de desigualdades en la distribución de la TB en Barcelona que están relacionadas con distintos indicadores sociales y que son diferentes al tener en cuenta la TB de las personas UDIs y la TB de las que no son UDIs. Estos resultados pueden ser útiles para que se lleven a cabo intervenciones que tiendan a evitar estas desigualdades⁴⁰. En el futuro sería interesante realizar un estudio de niveles múltiples incluyendo tanto variables de base individual como variables contextuales, para profundizar en las desigualdades sociales en TB. Para ello sería necesario mejorar la recogida de variables sociales en los registros de tuberculosis.

BIBLIOGRAFÍA

1. World Health Organization: TB - A Global Emergency. Geneva: World Health Organization; 1994.        [ Links ]

2. Snider DE. The new tuberculosis. N Eng J Med 1992;32:703-5.        [ Links ]

3. Grupo de trabajo del PMIT. Incidencia de la tuberculosis en España: resultados del Proyecto Multicéntrico de Investigación en Tuberculosis (PMIT). Med Clin (Barc) 2000;114:530-537.        [ Links ]

4. Caylà JA, García de Olalla P, Galdós-Tangüís H, Vidal R, López Colomés JLL, Gatell JM et al. The influence of Intravenous drug use and VIH infection in the transmission of tuberculosis. AIDS 1996; 10:95-100.        [ Links ]

5. Caylà JA, Galdós-Tangüis H, Jansà JM, Olalla P, Brugal MT, Pañella E. Evolución de la Tuberculosis en Barcelona (1987-95). Influencia del virus de la inmunodeficiencia humana y de las medidas de control. Med Clin (Barc) 1998;111:608-615.        [ Links ]

6. Selwyn PA. Tuberculosis and aids: epidemiologic, clinical and social dimensions. J Law Medicine Ethics 1993;21:279-87.        [ Links ]

7. Brugal MT, Domingo-Salvany A, Maguire A, Caylà JA, Villalbí JR, Hartnoll RA small area analysis estimating the prevalence ofd addiction to opioids in Barcelona, 1993. J Epidemiol Community Health 1999; 53:488-494.        [ Links ]

8. Wallace R. Urban desertification, public health and public order: «Planned shrinkage», violent death, substance abuse and aids in the Bronx. Soc Sci Med 1990, 31: 801 - 813.        [ Links ]

9. Simon PA. Income and aids rates in Los Angeles County. AIDS 1995;9:281-4.        [ Links ]

10. Lowinger P. Drug abuse: economic and political basis. En: Lowinson JH, Ruiz P, Millman R. Substance abuse. A comprehensive textbook. Baltimore: Williams&Wilkins, 1992:138-143        [ Links ]

11. Wilkinson J. Problematic Drug Use and Social Deprivation. Public Health, 1987; 101:165-168.        [ Links ]

12. Spence DP, Hotchkiss J, Williams CS, Davies PD. Tuberculosis and poverty. BMJ 1993;307:759-761.        [ Links ]

13. Perlman DC, Salomon N, Perkins MP, Yancovitz, Paone D, Jarlais DDJ. Tuberculosis in drug users. Clinical Infectious Diseases 1995;21:1253-64.        [ Links ]

14. Mangtani P. Socioeconomic deprivation and notification rates for tuberculosis in London during 1982 - 91. BMJ 1995; 310:963-966.        [ Links ]

15. Darbyshire JH. Tuberculosis: old reasons for a new increase? BMJ 1995;310:954-955.        [ Links ]

16. Barkham TMS, Drury A, Pearson AD, Dybowski R, Atkinson H. Tuberculosis in inner London: evidence for an increase in young adults and immigrants. Epidemiol Infect 1995;115:133-137.        [ Links ]

17. Elender F, Bentham G, Langford I. Tuberculosis mortality in England and Wales during 1982-1992: its association with poverty, ethnicity and aids. Soc Sci Med 1998;46:673-681.        [ Links ]

18. Hawker JI, Bakhshi SS, Ali S, Farrington AP. Ecological analysis of ethnic differences in relation between tuberculosis and poverty. BMJ 1999;319:1031-1034.        [ Links ]

19. Drucker E, Alcabes P. Childhood tuberculosis in the Bronx, New York. Lancet 1994;343:1482-85.        [ Links ]

20. Barnes PF. Transmission of tuberculosis among the urban homeless. JAMA 1996; 275:305-7.        [ Links ]

21. Layton MC. Tuberculosis screening among homeless persons with aids living in single-room-occupancy hotels. Am J Public Health 1995;85:1556-8.        [ Links ]

22. Barnes PF. Tuberculosis among the inner city poor. Int J Tuberc Lung Dis 1998;2(9): S41-S45.        [ Links ]

23. Borrell C, Arias A. Socioeconomic factors and mortality in urban settings: the case of Barcelona, Spain. J Epidemiol Comm Health 1995;49:460-65.        [ Links ]

24. Borrell C, Plasencia A, Pasarín M, Ortún V. Widening social inequalities in mortality: the case of Barcelona, a southern Europen city. J Epidemiol Community Health 1997;51:659-667.        [ Links ]

25. Pasarín I, Borrell C, Plasència A. ¿Dos patrones de desigualdades sociales en mortalidad en Barcelona? Gac Sanitaria 1999; 13:431-440.        [ Links ]

26. Solsona J, Cayla JA, Verdu E, Estrada MP, Garcia S, Roca D, et al. Molecular and conventional epidemiology of tuberculosis in an inner city district. Int J Tuberc Lung Dis. 2001 Aug;5(8):724-31.        [ Links ]

27. Padrón de Habitantes de la ciudad de Barcelona 1991. Servicio de Estadística. Barcelona: Ayuntamiento de Barcelona; 1992.        [ Links ]

28. Generalitat de Catalunya. Institut d’Estadística de Catalunya. Cens d’Habitants, 1991.        [ Links ]

29. Rué M, Borrell C. Los métodos de estandarización de tasas. Revisiones en Salud Pública 1993;3:263-95.        [ Links ]

30. Morgenstern H. Ecologic studies in epidemiology: concepts, principles, and methods. Annu Rev Public Health. 1995; 16:61-81.        [ Links ]

31. Breslow NE, Day NE. Statistical methods in cancer research. Volume II: The design and analysis of cohort studies. Lyon: International Agency for Research in Cancer; 1987.        [ Links ]

32. Marija J. Norusis / SPSS Inc. SPSS for Windows. Advanced Statistics, Release 5; 1992.        [ Links ]

33. EGRET Reference Manual, First Draft. 1990.        [ Links ]

34. Torralba Ll, Brugal MT, Villalbí JR, Toribio A, Valverde JL, Tortosa MT. Mortality due to adverse drug reactions: opiates and cocaine in Barcelona 1989-93. Addiction 1996;91:419-426        [ Links ]

35. Tocque K, Regan M, Remmington T, Beeching NJ, Jamienson I, Syed Q et al Social factors associated with increases in tuberculosis notifications. Eur Respir J 1999;13:541-545.        [ Links ]

36. Tocque K, Doherty MJ, Bellis MA, Spence DPS, Williams CSD, Davies PDO. Tuberculosis notifications in England: the relative effects of deprivation and immigration. Int J Tuberc Dis 1998;2(3):213-128.        [ Links ]

37. Jones JF, Burwen DR, Fleming PL, Ward JW. Tuberculosis among AIDS patients in the United States, 1993. J AIDS Hum Retrovirol 1996;12:293-297.        [ Links ]

38. García de Olalla P, Caylà JA, Jansà JM, Brugal MT, Maldonado R, Pañella H. Sida en Barcelona, vigilancia epidemiológica. Informe trimestral 49. Barcelona: Ayuntamiento de Barcelona; 2000.        [ Links ]

39. Smith GD, Hart C, Hole D, McKinnon P, Gillis C, Watt G et al. Education and occupational social class: wich is the more important indicator of mortality risk? J Epidemiol Community Health 1998;52:153-160.        [ Links ]

40. Zumla A, Grange JM. Doing something about tuberculosis. BMJ 1999;318:956.        [ Links ] ]]> 1 World Health Organization 1994 2 1992 32 703-5 3 Grupo de trabajo del PMIT 2000 114 530-537 4 1996 10 95-100 5 1998 111 608-615 6 1993 21 279-87 7 1999 53 488-494 8 1990 31 801 - 813 9 1995 9 281-4 10 1992 138-143 11 1987 101 165-168 12 1993 307 759-761 13 1995 21 1253-64 14 1995 310 963-966 15 1995 310 954-955 16 1995 115 133-137 17 1998 46 673-681 18 1999 319 1031-1034 19 1994 343 1482-85 20 1996 275 305-7 21 1995 85 1556-8 22 1998 2 9 9 S41-S45 23 1995 49 460-65 24 1997 51 659-667 25 1999 13 431-440 26 2001 A ug 5 8 8 724-31 27 1992 28 Institut d’Estadística de Catalunya^dGeneralitat de Catalunya 1991 29 1993 3 263-95 30 1995 16 61-81 31 1987 II 32 1992 33 EGRET 1990 34 1996 91 419-426 35 1999 13 541-545 36 1998 2 3 3 213-128 37 1996 12 293-297 38 2000 49 39 1998 52 153-160 40 1999 318 956