Volumen 8: n.o 1, enero de 2011
M. Tjepkema, MPH (1); R. Wilkins, MUrb (1,2); S. Senécal, PhD (3,4); É.
Guimond, PhD (3,4); C. Penney, MA (3)
* Este artículo es parte de la iniciativa de
publicación conjunta entre Preventing Chronic Disease y Chronic
Diseases in Canada. Preventing Chronic Disease es la entidad
editora secundaria, mientras que Chronic Diseases in Canada es la
principal.
Referencias de los autores
1. División de Análisis en Salud, oficina de Estadísticas de Canadá, Ottawa,
Ontario
2. Departamento de Epidemiología y Medicina Comunitaria, Universidad de
Ottawa, Ottawa, Ontario
3. Dirección de Investigación y Análisis Estratégicos, Asuntos Indígenas y
del Norte de Canadá, Gatineau, Quebec
4. Departamento de Sociología, Universidad de Ontario Occidental, London,
Ontario
Citación sugerida para este artículo: La
publicación primaria se puede consultar en: Tjepkema M, Wilkins R,
Senécal S, Guimond É, Penney C. Mortalidad de indígenas urbanos de Canadá,
1991–2001. Chronic Dis Can. 2010;31(1):4-21:A06.
http://www.phac-aspc.gc.ca/publicat/cdic-mcc/31-1/ar-03-eng.php.
REVISADO POR EXPERTOS
Resumen
Objetivo
Comparar los patrones de mortalidad entre adultos indígenas urbanos con
adultos no indígenas urbanos.
Métodos
Con base en el estudio de seguimiento sobre la mortalidad reportada en el
censo de Canadá 1991-2001, nuestro estudio rastreó la mortalidad hasta el 31
de diciembre del 2001 en una muestra del 15% de adultos compuesta por 16 300
personas indígenas y 2 062 700 personas no indígenas residentes de zonas
urbanas el 4 de junio de 1991. La población indígena se definió por su
origen étnico (ascendencia), estatus de indígena registrado oficialmente o
perteneciente a un grupo indígena o de las Naciones Originarias, debido a
que el censo de 1991 no recogió información sobre la identidad indígena.
Resultados
Al compararse con hombres y mujeres no indígenas urbanos, la esperanza de
vida restante a partir de los 25 años de edad era menor en 4.7 años y 6.5
años en hombres y mujeres indígenas urbanos, respectivamente. Las razones de
las tasas de mortalidad en hombres y mujeres indígenas urbanos fueron
particularmente altas en las muertes relacionadas con alcoholismo,
accidentes vehiculares y enfermedades infecciosas, como el VIH/sida. Para la
mayoría de las causas de muerte, los adultos indígenas urbanos tenían tasas
de mortalidad más altas que otros residentes urbanos. El estatus
socioeconómico desempeñó un papel importante en la explicación de estas
disparidades.
Conclusión
Los resultados de este estudio llenarán un vacío informativo sobre la
mortalidad de los indígenas urbanos de Canadá.
Palabras clave
Indígenas, Naciones Originarias, Métis, Inuit, indígenas norteamericanos,
tasas de mortalidad ajustadas por edad, tasa de mortalidad, esperanza de
vida
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Introducción
El número de indígenas (de los grupos Naciones Originarias, Métis e
Inuit) que viven en zonas urbanas de Canadá se ha incrementado drásticamente
en el pasado medio siglo; en 1950, alrededor del 7% residían en las ciudades
de Canadá,1 pero hacia el 2006 esa cifra había aumentado a 54%.2
Sin embargo, la cantidad de investigaciones sobre la salud de los indígenas
urbanos no es proporcional a su presencia en la población total;3,4
tampoco refleja su creciente proporción del total de la población indígena.
Los indígenas optan por vivir en zonas urbanas por distintas razones,
como de índole familiar, oportunidades de empleo, educación, capacitación y
salud (por ejemplo, para estar más cerca de los servicios médicos);5,6
los indígenas, a su vez, enfrentan desafíos distintos a los de sus
contrapartes rurales, como encontrar vivienda adecuada y encontrar servicios
disponibles y de apoyo para asistirlos en la transición.5,7
Si bien es ampliamente sabido que los indígenas del Canadá presentan una
carga desproporcionada de muerte y enfermedad con respecto a otros grupos
del país,8-12 existe menos información específica sobre los
indígenas que residen en zonas urbanas.13 De manera similar, si
bien la esperanza de vida global para las Naciones Originarias, los Métis y
los Inuit es considerablemente menor que para la población general,14-18
es difícil valorar los indicadores de mortalidad para los indígenas porque
tales indicadores no se documentan en las actas de defunción de la mayoría
de las provincias. Los patrones de mortalidad de los indígenas registrados
oficialmente en Manitoba y Columbia Británica han sido analizados y
proporcionan resultados para las regiones subprovinciales como Winnipeg
19 y Vancouver.20 Sin embargo, estos estudios ofrecen una
visión parcial, ya que excluyen a los indígenas de las Naciones Originarias
que no están registrados bajo la Ley indígena, así como a los Métis e
Inuit, y no brindan información específica sobre indígenas que viven en
otras zonas urbanas de Canadá.
El estudio de seguimiento sobre la mortalidad reportada en el censo
canadiense de 1991-2001 ofrece una oportunidad para examinar los patrones de
mortalidad de un número razonablemente grande de personas indígenas
residentes en áreas urbanas al inicio del periodo de seguimiento en
todas las provincias y territorios, independientemente de que se trate de
personas registradas bajo la Ley indígena.
Los objetivos de este estudio fueron: (1) determinar en qué medida los
adultos indígenas de zonas urbanas pueden tener un riesgo de mortalidad
prematura; (2) calcular la esperanza de vida y la probabilidad de
supervivencia a la edad de 75 años; y (3) identificar las causas de muerte
con el mayor riesgo.
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Métodos
Fuentes de la información
El estudio de seguimiento sobre la mortalidad reportada en el censo
canadiense consiste en una muestra de 15% (n = 2 735 152) de la población no
institucionalizada de Canadá de 25 años de edad o más, cuya totalidad fue
listada en el cuestionario de formato largo del censo de 1991. A esta
cohorte se le dio un seguimiento de su mortalidad del 4 de junio de 1991 al
31 de diciembre del 2001. En pocas palabras, la creación de la base de datos
de mortalidad del censo requirió de dos emparejamientos, ya que los archivos
electrónicos de los datos censales no contenían los nombres, pero se
necesitaban los nombres para identificar las muertes correspondientes.
Mediante la utilización de variables comunes como fecha de nacimiento,
código postal, más la fecha de nacimiento del cónyuge (si correspondía), el
expediente del censo primero fue vinculado probabilísticamente a un archivo
cifrado de nombres con los datos extraídos de la información no financiera
de las declaraciones de impuestos. A continuación, este censo, más el
archivo cifrado de nombres, se aparearon con la base de datos de mortalidad
canadiense mediante métodos de emparejamiento probabilístico de registros
21—un método similar al utilizado en otros estudios de
seguimiento de la mortalidad en la oficina de Estadísticas de Canadá.22
Los detalles completos de la integración y el contenido del archivo apareado
se presentan en otra sección.16
Requisitos para la selección
Solo las personas que habían sido enumeradas por el cuestionario largo
del censo de 1991, que tenían 25 años de edad el día del censo y que
residían en Canadá fueron seleccionadas para formar la cohorte. Informes
sobre la calidad de los datos calcularon que el censo de 1991 no incluyó los
datos del 3.4% de los residentes de Canadá de todas las edades. Las personas
faltantes tenían una probabilidad mayor de ser jóvenes, de bajos recursos,
ambulantes, de ascendencia indígena23, 24 o sin hogar. Solo los
miembros de la cohorte que vivían en zonas urbanas (definidas más adelante)
el día del censo se contemplaron para este estudio. El cuestionario largo
del censo por lo general se administra a uno de cada cinco hogares
canadienses, a todos los residentes de las reservas indígenas, a todos los
residentes de muchas comunidades remotas y norteñas y a todos los residentes
de las viviendas colectivas no institucionalizadas. Además, fue necesario
obtener los nombres cifrados de los datos de las declaraciones de impuestos
(el archivo de nombres), ya que solo se podía dar seguimiento a la
mortalidad de los contribuyentes fiscales. Sin embargo, no hubo grandes
diferencias en las características demográficas y socioeconómicas entre las
personas encuestadas por el censo que reunían los requisitos y las que se
logró aparear al archivo de nombres (Apéndice Tablas
A,
B y C).
Técnicas analíticas
Para cada miembro de la cohorte, calculamos los días-persona de
seguimiento desde el inicio del estudio (4 de junio de 1991) hasta la fecha
de defunción o de emigración (determinada a partir del archivo de nombres y
conocida solamente para el año 1991) o al final del estudio (31 de diciembre
de 2001). Para calcular los años-persona en riesgo, dividimos los días-persona
de seguimiento entre 365.25.
Mediante la utilización de la estructura de la población total de
indígenas de la cohorte † (años-persona en riesgo) como la
población estándar, usamos tasas de mortalidad específicas por sexo, grupos
etarios de grupos con 5 años de separación (al inicio del estudio) para
calcular las tasas de mortalidad estandarizadas (TME) por edad para los
subgrupos de la población. Calculamos los intervalos de confianza del 95%
(IC) correspondientes para las TME según lo descrito por Carrière y Roos,25
y aplicamos un método similar para calcular el IC para las razones de TME
(RR).
Para los análisis específicos por edad, los miembros de la cohorte se
clasificaron por grupos etarios con 10 años de separación al inicio del
estudio: de 25 a 34, de 65 a 74 y de 75 años o más. La mayoría de los
análisis utilizó la edad al inicio del estudio (4 de junio de 1991),
mientras que los análisis de las tablas de vida se basaron en la edad al
inicio de cada año de seguimiento.
Con base en el método de Chiang,26 calculamos tablas de vida
por periodos para cada sexo, con los correspondientes errores estándar e IC
del 95%. Esto se calculó después de la conversión de la edad al inicio del
estudio a la edad al inicio de cada año de seguimiento, y luego se
calcularon las muertes y años-persona en riesgo por separado para cada año
(o año parcial) de seguimiento. A continuación, agrupamos las muertes y los
años-persona en riesgo por edad al comienzo de cada año de seguimiento,
antes de calcular las tablas de vida.
Calculamos las razones de riesgos de mortalidad proporcional de Cox por
sexo, primero controlando por edad (en años) y luego controlando por lugar
de residencia (zonas metropolitanas, centros urbanos más pequeños), hogares
monoparentales (sí, no), nivel de estudios (menos de diploma de escuela
secundaria superior, diploma de escuela secundaria superior, diploma de
post-secundaria, título universitario), quintiles de ingresos (1-5), nivel
de especialización ocupacional (profesionales, gerentes,
especializados-técnicos-supervisores, semicalificados, no calificados, sin
ocupación), situación laboral (empleados, desempleados, no perteneciente a
la fuerza laboral) y lugar de nacimiento (Canadá o el extranjero). El lugar
de nacimiento se incluyó en los modelos para reducir el "efecto saludable de
los inmigrantes" entre los miembros no indígenas de la cohorte. Obsérvese
que la definiciones detalladas de estas variables (todas establecidas
solamente al inicio del estudio) han sido descritas previamente. 16
Interpretamos las diferencias en la mortalidad excesiva entre el modelo
ajustado por edad y el modelo ajustado por completo como las estimaciones
del efecto de las variables socioeconómicas (lugar de residencia, hogares
monoparentales, nivel de estudios, etc., como se listaron anteriormente) en
la medida de las disparidades que había entre los adultos indígenas y no
indígenas urbanos. La proporción de la mortalidad excesiva atribuida a las
variables socioeconómicas se calculó de la siguiente manera: la diferencia
entre las razones de riesgo ajustadas por edad y ajustadas por completo para
la persona indígena (sí/no), dividida entre la razón de riesgo ajustada por
edad menos 1.
La causa principal de muerte de las personas fallecidas en el periodo de
1991 a 1999 fue clasificada con base en la Clasificación Internacional de
Enfermedades, novena edición (CIE-9)27 de la Organización
Mundial de la Salud y para las fallecidas entre el 2000 y el 2001 con base
en la décima edición (CIE-10).28Para los análisis por
causa de muerte, las muertes fueron agrupadas según los capítulos de la
CIE-9, las categorías dentro de los capítulos y los factores de riesgo (relacionados
con tabaquismo, alcoholismo, drogadicción o susceptibles de intervención
médica).29,30 Estos datos se presentan la
Tabla D del Apéndice.
† Cualquier persona que indicara ascendencia
indígena norteamericana, Métis o Inuit, que estuviera registrada como
indígena o que perteneciera a un grupo de indígenas norteamericanos o de las
Naciones Originarias en el cuestionario largo del censo (ver definiciones).
Definiciones
El censo de 1991 no recogió información sobre la pertenencia
autodeclarada a un grupo indígena (indígenas norteamericanos, Métis o
Inuit). Para nuestro análisis, definimos a esta población con base en dos
preguntas que ofrecen tres dimensiones distintas del origen indígena:
- Ascendencia: En la pregunta 15 del cuestionario largo del censo se
le pedía a los encuestados que de una lista de 15 grupos étnicos o
culturales seleccionaran aquellos que correspondían a sus antepasados;
la lista incluía indígenas norteamericanos, Métis e Inuit/esquimal.31
Los encuestados debían seleccionar el mayor número de grupos posible que
se aplicara a ellos.
- Indígena registrado oficialmente: En la pregunta 16 del cuestionario
largo del censo se preguntaba "¿La persona es un indígena registrado
como lo define la Ley indígena de Canadá?" (sí, no).
- Miembro de un grupo indígena/Naciones Originarias: En la pregunta 16
también se le pedía al encuestado que escribiera el nombre del grupo
indígena o de las Naciones Originarias al cual pertenecía.
Para nuestro estudio, una persona era consideraba indígena si reportaba
una ascendencia indígena única —y no otro origen— o dos o más ancestros
indígenas (con o sin ninguna ascendencia no indígena) o si informaba que era
un indígena registrado o miembro de un grupo indígena o de las Naciones
Originarias. Con base en el análisis de la información del censo de 1996,
donde los orígenes étnicos fueron clasificados de forma cruzada por
identidad indígena,32 más del 94% de los participantes del censo
de 1996
que encajaron en estas definiciones basadas en la ascendencia se
autoidentificaron como indígenas. El número de indígenas (en especial los
Métis) puede que haya sido subestimado en nuestro estudio debido a que las
personas que reportaban un antepasado indígena y a la vez uno no indígena no
fueron consideradas indígenas (a menos que indicaran ser un indígena
registrado o miembro de un grupo indígena o de las Naciones Originarias).
Las "zonas urbanas" se pueden definir de manera distinta dependiendo de
la pregunta de la investigación y la disponibilidad de datos,33 y
nuestra definición difiere de la definición convencional del censo.31
Definimos "zonas urbanas" a cualquier zona metropolitana del censo ("zonas
metropolitanas", con una población ≥ 100 000) o aglomeración censal
("centros urbanos más pequeños" con una población ≥10 000), sin contar
reservas o asentamientos indígenas en esas áreas. Este estudio no cubrió otras zonas
urbanas.
Miembros de la cohorte, tasas de emparejamiento, muertes y años-persona
en riesgo
La Tabla 1 del Apéndice muestra que había 2.6 millones de encuestados
elegibles para el censo en zonas urbanas de Canadá, entre los que se
incluían 25 500 adultos indígenas. Las tasas de emparejamiento al archivo de
nombres (comparación de los miembros de la cohorte con encuestados del censo
de formato largo) para los indígenas urbanos (61% para los hombres y 66%
para las mujeres) fueron menores que las de la población no indígena urbana
(80% para los hombres y 76% para las mujeres). Pese a la menor tasa de
emparejamiento, las características demográficas y socioeconómicas de los
indígenas urbanos de la cohorte fueron generalmente similares a las de todos
los adultos indígenas urbanos elegibles de la población ponderada del censo,
con las siguientes excepciones: las personas que tenían empleo, las que
tenían adecuación más alta del ingreso familiar y las que estaban casadas
presentaban una probabilidad de emparejamiento ligeramente mayor (mismo
hallazgo que con los miembros no indígenas de la cohorte), lo que parece
indicar que no hubo sesgo en la muestra de los indígenas urbanos con
respecto a esas características (Tabas B y C del Apéndice).
De acuerdo con las muertes registradas en 1991, las cuales se pudieron
identificar independientemente en la base de datos de mortalidad de Canadá o
en el archivo de nombres, calculamos que la verificación de las muertes en
la cohorte en la que se hizo un seguimiento de la mortalidad (1991-2001) fue
de alrededor del 97% en general y cerca del 95 al 96% de la población
indígena.
De manera global, la cohorte estudiada por su mortalidad incluía 16 300
adultos indígenas urbanos que representaron 166 570 años-persona en riesgo y
1126 muertes durante los 11 años de seguimiento (Tabla A del Apéndice).
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Resultados
De acuerdo con el censo de 1991, se calcula que había 259 800 indígenas
de 25 años o más que representaban el 1.5% de la población total adulta de
Canadá. Alrededor del 45% vivía en zonas urbanas (30% en zonas
metropolitanas, 15% en centros urbanos más pequeños). En contraste, el 78%
de las personas no indígenas vivía en zonas urbanas (62% en zonas
metropolitanas, 16% en centros urbanos más pequeños). Si se toman en cuenta
todas las zonas urbanas, el 69% de la población indígena pertenecía a las
Naciones Originarias (40% indígenas registrados, 29% indígenas sin registro
oficial), 28% Métis y 3% Inuit.
Dieciséis mil trescientos indígenas de la cohorte residían ya sea en una
zona metropolitana o en un centro urbano más pequeño al comenzar el periodo
de seguimiento (4 de junio de 1991). La
Tabla 1 muestra las características demográficas
y socioeconómicas de los miembros indígenas y no indígenas de la cohorte que
residían en zonas urbanas de Canadá. Casi tres cuartas partes de los
miembros indígenas de la cohorte tenían de 25 a 44 años de edad en
comparación con el 54% de los adultos no indígenas. Cerca del 44% de los
indígenas adultos tenía un nivel de estudios menor al diploma de secundaria
superior (31% de los adultos no indígenas) y el 61% se situaba en los dos
quintiles más bajos de la adecuación del ingreso económico (36% de los
adultos no indígenas).
Esperanza de vida restante a los 25 años de edad y probabilidad de
supervivencia de los 25 a los 75 años de edad
Para los adultos indígenas urbanos de ambos sexos, la esperanza de vida
restante a partir de los 25 años de edad (condicionada a la supervivencia a
los 25 años) fue considerablemente más corta que la de los adultos urbanos
no indígenas. La Tabla 2
muestra que la esperanza de vida a los 25 años de edad para los hombres
indígenas urbanos fue de 48.1 años (IC del 95%: 47.1-49.1) frente a 52.8
años (IC del 95%: 52.8-52.9) para los hombres no indígenas urbanos, una
diferencia de 4.7 años. La esperanza de vida a los 25 años de edad para las
mujeres indígenas urbanas fue más alta que para los hombres indígenas
urbanos, pero la brecha en la esperanza de vida fue más alta (6.5 años)
entre las mujeres indígenas urbanas (52.7 años; IC del 95%: 51.7-53.7) y las
mujeres no indígenas urbanas (59.2 años; IC del 95%: 59.2-59.3). La
esperanza de vida para los adultos indígenas que residían en zonas
metropolitanas fue similar a la de los adultos indígenas de los centros
urbanos más pequeños.
La Tabla 2 también muestra la probabilidad de supervivencia a la edad de
75 años condicionada a la supervivencia a los 25 años de edad, para los
miembros urbanos de la cohorte. La esperanza de vida a los 75 años de edad
fue del 52% (IC del 95%: 48-56) para los hombres indígenas urbanos, en
comparación con el 65% (IC del 95%: 64-65) de los hombres no indígenas
urbanos, una diferencia de 12 puntos porcentuales. Para las mujeres
indígenas urbanas, la esperanza de vida a los 75 años de edad fue del 63%
(IC del 95%: 59-66) en comparación con el 80% (IC del 95%: 79-80) de las
mujeres no indígenas urbanas, una diferencia de 17 puntos porcentuales.
Tasas de mortalidad por edad específica y edad estandarizada
La Tabla 3 muestra las
razones de las tasas de mortalidad (RR) por edad específica y por edad
estandarizada para los adultos indígenas urbanos en comparación con los
adultos no indígenas urbanos. En general, las razones de tasas fueron
significativamente más altas para los hombres indígenas urbanos que para los
hombres no indígenas urbanos (RR = 1.94; IC del 95%: 1.78-2.11) en
comparación con los hombres y mujeres (RR = 1.56; 95% CI: 1.43-1.70) no indígenas urbanos. Para los adultos
indígenas urbanos de ambos sexos, las razones de tasas fueron más altas en
los grupos etarios más jóvenes y tendían a disminuir con el avance de la
edad.
Causas de muerte
La Tabla 4 muestra las
tasas de mortalidad estandarizada (TME) por edad por causas principales de
muerte para los miembros de la cohorte indígena urbana mientras que la
Tabla 5 muestra las TME
por causas principales de muerte para los miembros de la cohorte no indígena
urbana. En los hombres indígenas urbanos, las causas de muerte más
frecuentes fueron las enfermedades del aparato circulatorio (un 33% de la
TME total), seguidas de todos los tipos de cáncer (23%) y causas externas
(16%), una clasificación similar para los hombres no indígenas urbanos. En
las mujeres indígenas urbanas, las causas de muerte más frecuentes fueron
las enfermedades del aparato circulatorio (29% de la TME total), seguidas de
todos los tipos de cáncer (26%), causas externas (10%) y enfermedades del
aparato digestivo (9%); para las mujeres no indígenas urbanas, el cáncer fue
la causa de muerte más frecuente (42%), seguida de las enfermedades del
aparato circulatorio (29%), enfermedades del aparato respiratorio (6%) y
causas externas (6%).
La Tabla 5 muestra las razones de tasas estandarizadas por edad (RR) por
causas principales de muerte. (El número correspondiente de muertes y las
TME se muestran en la Tabla 4 y en la Tabla D del Apéndice.) Las razones de
tasas para los hombres indígenas urbanos fueron considerablemente más altas
por las muertes debidas a enfermedades del aparato circulatorio (RR = 1.50;
IC del 95% : 1.29-1.74) como enfermedad cardiaca isquémica (RR = 1.52; IC
del 95%: 1.26-1.83), pero no para todos los tipos de cáncer en conjunto (RR
= 1.09; IC del 95%: 0.92-1.30); sin embargo, la razón de tasas fue elevada
para las muertes por cáncer de tráquea, de bronquios y de pulmones (RR =
1.42; IC del 95% : 1.08-1.88) especialmente para los hombres indígenas que
vivían en zonas metropolitanas al comienzo del periodo de seguimiento. Las
razones de tasas para los hombres indígenas urbanos fueron especialmente
elevadas para las enfermedades del aparato digestivo (RR = 3.00; IC del 95%:
2.09-4.30), todas las causas externas de muerte (RR = 2.80; IC del 95%:
2.29-3.43) —particularmente accidentes vehiculares (RR = 3.51; IC del 95%:
2.32-5.32) y en menor grado suicidios (RR = 1.57; IC del 95%: 1.04-2.38)—
así como muertes por enfermedades infecciosas (RR = 2.04; IC del 95%:
1.33-3.11) incluidos VIH/sida (RR = 2.03, IC del 95%: 1.22-3.39). Con
algunas excepciones (por ejemplo, enfermedades del sistema endocrino y
suicidios), las razones de tasas para los hombres indígenas residentes de
zonas metropolitanas fueron similares a las de los hombres indígenas en
centros urbanos más pequeños.
Las razones de tasas para las mujeres indígenas urbanas fueron elevadas
para casi todas las principales causas de muerte, excepto el cáncer de mama.
Por ejemplo, las razones de tasas fueron elevadas para las enfermedades del
aparato circulatorio (RR = 1.93; IC del 95%: 1.64-2.28) y todos los tipos de
cáncer (RR = 1.21; IC del 95%: 1.03-1.42), las dos causas más frecuentes de
muerte. Las razones de tasas fueron especialmente elevadas para las muertes
por enfermedades infecciosas (RR = 5.76; IC del 95%: 3.68-9.01) como VIH/sida
(RR = 10.65; IC del 95%: 4.56-24.88), enfermedades del aparato digestivo (RR
= 4.82; IC del 95%: 3.67-6.34), causas externas (RR = 3.37; IC del 95%:
2.59-4.37) —especialmente accidentes vehiculares (RR = 4.13; IC del 95%:
2.46-6.93)— y enfermedades del sistema endocrino como diabetes (RR = 2.61;
IC del 95%: 1.73-3.94). Con algunas excepciones, las razones de tasas para
las mujeres indígenas residentes en zonas metropolitanas fueron más altas
que las de las mujeres indígenas de centros urbanos más pequeños.
En la Tabla 5, las muertes también fueron clasificadas por su asociación
al tabaquismo, el alcoholismo y las drogas o como susceptibles de
intervención médica.28,29 En comparación con los hombres y
mujeres no indígenas urbanos, las tasas por causas relacionadas al
tabaquismo (un 15% y un 7% de la TME total para hombres y mujeres indígenas
respectivamente) fueron elevadas para los hombres indígenas urbanos (RR =
1.46; IC del 95%: 1.17-1.82) y mujeres (RR = 1.36; IC del 95%: 1.04-1.78).
Las tasas para las causas relacionadas con el alcohol fueron
considerablemente más altas para los hombres indígenas urbanos (RR = 4.55;
IC del 95%: 3.14-6.61) y las mujeres (RR = 11.44; IC del 95%: 8.02-16.34), y
las tasas para las muertes relacionadas con las drogas también fueron
significativamente más altas para los hombres (RR = 3.71; IC del 95%:
2,22-6,22) y las mujeres indígenas (RR = 6.43; IC del 95%: 4.26-9.73). Las
tasas de muerte prematura (antes de la edad de 75 años) debido a causas
consideradas susceptibles de intervención médica (por ejemplo, debidas al
cáncer de mama y de cuello uterino, enfermedades infecciosas, enfermedades
cerebrovasculares, neumonía o influenza) también fueron significativamente
más altas para los adultos indígenas urbanos de ambos sexos.
Dentro de la población urbana de adultos indígenas, los hombres eran más
propensos que las mujeres a morir por causas relacionadas al tabaquismo (TME
= 130 por 100 000 años-persona en riesgo frente a 58), pero menos propensos
a morir por causas susceptibles de atención médica (69 frente a 92), un
patrón similar al de la población no indígena. Los riesgos de morir por
causas relacionadas al alcoholismo eran ligeramente elevados para los
hombres indígenas urbanos en comparación con las mujeres indígenas urbanas
(42 frente a 34), un patrón diferente al de la población no indígena, donde
los hombres tenían un riesgo mucho más alto que las mujeres (9 frente a 3) (Tabla
4, Tabla D del Apéndice).
La Tabla 6 muestra las
razones de riesgo de mortalidad por todas las causas ajustadas y no
ajustadas que comparan a los adultos indígenas urbanos con sus contrapartes
no indígenas. Los hombres y las mujeres indígenas urbanos presentaron
razones de riesgo elevadas (1.60 y 2.00, respectivamente); después de
controlar por tamaño de la comunidad, hogares monoparentales, nivel de
estudios, adecuación del ingreso, nivel de especialización ocupacional,
situación laboral e inmigración, las razones de riesgo se redujeron a 1.22 y
1.68, respectivamente, lo que sugiere que el 63% (para los hombres) y el 32%
(para las mujeres) de las diferencias en las razones podría atribuirse a
variables socioeconómicas.
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Discusión
Este es el primer estudio en profundidad para examinar los patrones de
mortalidad de un gran número de adultos indígenas que viven en zonas urbanas
de Canadá. Es importante destacar que el lugar de residencia y todas las
características demográficas y socioeconómicas se midieron solo al inicio
del estudio (4 de junio de 1991) y puede ser que no reflejen la situación
posterior del periodo de seguimiento. Las investigaciones muestran que la
población indígena tiende a mudarse de casa con más frecuencia que la no
indígena.6 Por ejemplo, alrededor del 70% de la población
indígena (de todas las edades) que vive en zonas metropolitanas cambió de
residencia entre 1991 y 1996, de la cual el 45% se mudó adentro de su misma
comunidad.6
En esta cohorte, los adultos indígenas urbanos tuvieron tasas de
mortalidad más altas, una esperanza de vida más corta y una menor
probabilidad de supervivencia hacia los 75 años de edad, en comparación con
los adultos no indígenas urbanos. Este patrón de elevada mortalidad es
congruente con el que se observó anteriormente en los indígenas registrados
residentes de Winnipeg,19 Vancouver20 y a nivel
general en Canadá.14
Las tasas más altas de mortalidad en las personas indígenas se atribuyen
a una variedad de determinantes sociales presentes desde la niñez hasta la
edad avanzada cuyo efecto en la salud es complejo y dinámico.34,35
Nuestro estudio evidencia que las variables socioeconómicas fueron un factor
importante en las tasas elevadas de mortalidad de los adultos indígenas
urbanos, especialmente los hombres.
Los resultados que se refieren a las causas principales de muerte
revelaron distintos patrones de riesgo. En comparación con los miembros no
indígenas urbanos de la cohorte, las razones de tasas para los adultos
indígenas urbanos fueron particularmente elevadas en algunas de las causas
de muerte tales como enfermedades del aparato digestivo, accidentes
vehiculares, alcohol y enfermedades relacionadas con las drogas y el VIH/sida,
mientras que las razones de tasas de otras causas, como todos los cánceres
en conjunto, eran similares o solo ligeramente superiores. En tales casos,
las razones de tasas fueron generalmente similares entre los adultos
indígenas que vivían en zonas metropolitanas y los de los centros urbanos
más pequeños.
Las enfermedades del aparato circulatorio fueron la causa más frecuente
de muerte en los adultos indígenas urbanos de 25 años o más, lo que
representa el 32% y el 29% de todas las muertes de los hombres y las mujeres
indígenas urbanos, respectivamente. La mayoría de estas muertes se debió a
la enfermedad cardiaca isquémica. El riesgo relativo de muerte por
enfermedades del aparato circulatorio fue elevado para los adultos indígenas
urbanos, tal como se observó en los indígenas registrados de Columbia
Británica .20 Un estudio de las Naciones Originarias de Ontario
mostró que la tasas de admisión hospitalaria por enfermedad cardiaca
isquémica se elevó drásticamente de 1981 a 1997;36 algunos
participantes de ese estudio posiblemente se mudaron a las ciudades para
obtener servicios médicos especializados que no se encontraban disponibles
en sus remotos entornos rurales.
Todas las muertes por cáncer representaron una de cada cuatro muertes en
adultos indígenas urbanos. En comparación con los adultos no indígenas
urbanos, las razones de tasas de mortalidad por todos los cánceres no fueron
elevadas en los hombres indígenas urbanos y solo ligeramente elevadas en las
mujeres, un resultado similar observado en los indígenas registrados de
Columbia Británica.20 Sin embargo, la agrupación de todos los
tipos de cáncer puede ocultar diferencias importantes, como se ha demostrado
en investigaciones anteriores en las que las personas indígenas enfrentan un
riesgo mayor de contraer ciertos tipos de cánceres.37-41 El
tamaño limitado de la muestra en este estudio no permitió realizar un
análisis detallado de todos los tipos de cáncer, pero nuestros resultados
indican que los adultos indígenas urbanos presentaban un riesgo más alto de
cáncer de tráquea, de bronquios y de pulmón, especialmente los residentes de
las áreas metropolitanas. La prevalencia de tabaquismo, un factor de riesgo
de cáncer de pulmón y de otros tipos de cáncer, fue de más del doble en los
indígenas urbanos de 15 años o más que los no indígenas urbanos (43% frente
a 21%).42
Otros estudios han mostrado que la epidemia del VIH/sida es especialmente
aguda en personas indígenas, especialmente los jóvenes.20,43 Los
resultados de nuestro estudio coinciden en ello: las razones de tasa de
mortalidad de VIH/sida fueron más del doble para los hombres indígenas y más
de 10 veces para las mujeres indígenas. En los indígenas registrados de
Columbia Británica, las tasas de mortalidad por el VIH fueron más del doble
entre 1993 y el 2006.20
El riesgo de muerte por lesiones externas, como accidentes vehiculares y
suicidio, fue mayor en los adultos indígenas urbanos que en los no indígenas
urbanos. Se ha visto también en otros estudios los indígenas registrados
oficialmente y los indígenas en general son más propensos a morir por estas
causas que los otros canadienses .20, 44, 45 No fue posible
elaborar un desglose detallado de los diferentes tipos de causas externas de
muerte debido al número relativamente pequeño de adultos indígenas urbanos
en la cohorte, pero el riesgo de morir por una causa externa parece mayor
para los adultos indígenas urbanos que viven en las áreas metropolitanas que
para los que viven en centros urbanos más pequeños. En este estudio, las
causas externas de muerte representaron una proporción menor de la
mortalidad por todas las causas en comparación con otros estudios, debido en
parte a que nuestra cohorte dio seguimiento a personas de 25 años o más,
cuando las muertes por lesiones externas son más frecuentes en las personas
de menor edad.44,45 Debido a que nuestro estudio excluyó a la
población menor de 25 años, la tasa de suicidios reportados en este estudio
tampoco pudo reflejar la magnitud de este problema, ya que la media de edad
de las muertes por suicidio fue de 27 años entre los indígenas de Manitoba
en comparación a 45 años para otros ciudadanos de Manitoba .46
El riesgo de morir por enfermedades relacionadas con el tabaquismo fue
más alto en los miembros indígenas urbanos de la cohorte, pero el riesgo
relativo no fue tan alto como el de otras causas de muerte. En contraste, el
riesgo relativo de morir por enfermedades relacionadas al alcoholismo fue
considerablemente más alto en los adultos indígenas urbanos (especialmente
las mujeres) en comparación con los adultos no indígenas urbanos. Otros
estudios han mostrado que los indígenas registrados tienen un riesgo
relativo más alto de morir por enfermedades relacionadas con el alcoholismo
que los no indígenas.17,20,47 Pese a este aumento del riesgo
relativo, las muertes de adultos indígenas urbanos atribuidas a enfermedades
relacionadas con el alcoholismo representaron una proporción más pequeña de
todas las muertes que las muertes debidas a enfermedades relacionadas con el
tabaquismo.
Las muertes por causas susceptibles de tratamiento médico antes de
cumplir los 75 años de edad fueron más altas en los adultos indígenas
urbanos que en los no indígenas. Pese a que no se conoce la causa de este
riesgo mayor, en un estudio en el 2004 se determinó que los indígenas y los
no indígenas no presentaban diferencias en la proporción de personas que
tenían un médico habitual en las zonas urbanas de Canadá, pero los indígenas
tenían una mayor probabilidad de reportar necesidades de atención médica no
cubiertas en comparación con sus contrapartes no indígenas.42
Fortalezas y limitaciones
El gran tamaño del estudio de seguimiento de la mortalidad reportada en
el censo canadiense constituye una oportunidad para examinar los patrones de
mortalidad de los adultos indígenas urbanos. Sin embargo, para
seleccionarlas y lograr un emparejamiento eficaz, las personas a incluir en
el estudio debían haber sido listadas en el formato largo del censo de 1991
y haber presentado declaración fiscal para los años 1990 o 1991. De modo que
en la cohorte no se incluyeron personas que no declararon impuestos (bajo el
artículo 87 de la Ley indígena, los indígenas registrados pueden
quedar exentos del pago de impuestos por ingresos obtenidos o considerados
obtenidos en una reserva48) o aquellas que estuvieran en
instituciones de cuidados prolongados, asilos de ancianos o prisiones. Pese
a estas limitaciones, no encontramos diferencias importantes en las
características demográficas y socioeconómicas entre los encuestados
seleccionados del censo y aquellos que fueron apareados con el archivo de
nombres.
En comparación con las tablas de vida para todo Canadá (en 1995-1997), la
cohorte completa a la edad de 25 años tenía una esperanza de vida restante
de un año adicional para los hombres y dos años para las mujeres.
La verificación de las muertes fue estimada en un número ligeramente
menor en las personas indígenas (95% a 96%) que en las de la cohorte en
general (97%). Esto podría ocasionar un sesgo tendiente a reducir
ligeramente las tasas de mortalidad calculadas para la población indígena
urbana, por lo que la magnitud real de las disparidades comparadas con la
cohorte no indígena podría ser levemente superior a la indicada en este
estudio.
Debido a que el censo de 1991 no incluyó la pregunta sobre
autoidentificación indígena, este estudio definió a la población indígena
urbana sobre la base de la ascendencia indígena, el estatus de indígena
registrado oficialmente o miembro de un grupo indígena o de las Naciones
Originarias. Sin lugar a dudas, este estudio excluyó a muchas personas que
se autoidentifican como indígenas. De acuerdo con los resultados del censo
de 1996 concernientes a la autoidentificación con un grupo indígena,
alrededor del 8% de la población autoidentificada como indígena no notificó
ninguna ascendencia indígena, 32 aunque algunos de estos pueden
haber sido indígenas registrados oficialmente o miembros de un grupo
indígena o de las Naciones Originarias.
Los estudios han mostrado diferencias en los indicadores de salud para
los grupos indígenas Naciones Originarias, Inuit y Métis.10 En
virtud de que este estudio agrupó a todos los miembros de Naciones
Originarias, Inuit y Métis, se ocultaron las diferencias intergrupales. Aún
más, los resultados puede que no reflejen el perfil de los indígenas Inuit
que residen en zonas urbanas debido a que forman solo el 3% de la cohorte
indígena.
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Conclusión
Hasta antes de este estudio, se disponía de información limitada sobre la
mortalidad de la población indígena urbana de Canadá. Observamos que las
tasas de mortalidad fueron más altas en los adultos indígenas urbanos que
los adultos no indígenas urbanos. Las muertes por enfermedades del aparato
circulatorio y por cáncer eran las causas de muerte más frecuentes en los
adultos indígenas y no indígenas residentes de zonas urbanas. Sin embargo,
los riesgos relativos eran particularmente elevados con relación a algunas
causas de muerte como enfermedades del aparato digestivo, choques
vehiculares, enfermedades relacionadas con el alcoholismo y el tabaquismo y
VIH/sida. De acuerdo con otras investigaciones, nuestros resultados también
demostraron que estas disparidades se pueden atribuir de manera importante
al estatus socioeconómico.
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Agradecimientos
El financiamiento principal de este estudio lo proporcionó la Iniciativa
de Salud para la Población Canadiense, que forma parte del Instituto
Canadiense de Información sobre Salud. También queremos extender nuestro
reconocimiento a la importante contribución de los registradores de
estadísticas vitales de las provincias y territorios de Canadá, quienes
proporcionaron los datos sobre defunciones de la Base de Datos sobre
Mortalidad Canadiense.
Las opiniones expresadas en este artículo pertenecen a los autores y no
reflejan necesariamente las de las organizaciones mencionadas o de las
instituciones a las cuáles están afiliados.
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Datos sobre los autores
Correspondencia: Michael Tjepkema, Health Analysis Division Statistics
Canada, R.H. Coats Building, 24th Floor, 100 Tunney’s Pasture
Driveway, Ottawa Ontario K1A 0T6; Tel.: (613) 951-3896; Fax: (613) 951-3959;
Email: michael.tjepkema@statcan.gc.ca
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