Elsevier

Med Clin (Barc). 2001;117:246-53.

Palabras clave: Hipertensión arterial. Prevalencia. Conocimiento. Tratamiento. Control. Tendencias. Normotensos. Exámenes de salud.

El riesgo de enfermedad cerebrovascular y cardiopatía isquémica asociado con el aumento de la presión arterial se ha demostrado en un gran número de estudios epidemiológicos¹. La hipertensión arterial (HTA) es además causante de insuficiencia cardíaca, aneurisma aórtico, insuficiencia renal y enfermedad arterial periférica², y es la causa de un porcentaje considerable de defunciones en España³. El descenso de 5 a 6 mmHg de la presión arterial diastólica (PAD) logrado con el tratamiento antihipertensivo produce a largo plazo una reducción del 35 al 40% de los accidentes cerebrovasculares y entre un 20-25% de los episodios coronarios⁴. Se estima que la HTA no tratada es la causa de una cuarta parte de los accidentes cerebrovasculares ocurridos en hipertensos⁵. El conocimiento de los beneficios del tratamiento de la HTA influyó para que muchos países occidentales iniciaran actuaciones para mejorar el control de la HTA. Una de las experiencias pioneras en España fue el programa de control de la HTA del programa de control de las enfermedades crónicas (CRONICAT)⁶, a la que siguieron experiencias generalizadas de los equipos reformados de atención primaria⁷. Sin embargo, a pesar de las actuaciones emprendidas, se ha observado que una gran proporción de hipertensos no tiene sus cifras controladas⁸, y recientemente la Organización Mundial de la Salud y la Sociedad Internacional de Hipertensión (OMS/SIH) recomendaron cifras inferiores a 130/85 para el control de la HTA en jóvenes, personas de edad media y diabéticos⁹.

El estudio multicéntrico MONICA de la OMS tiene como finalidad el estudio de las tendencias y determinantes de las enfermedades cardiovasculares en poblaciones geográficamente definidas de 21 países¹⁰. El objetivo del presente trabajo es presentar las tendencias de las cifras de presión y de la prevalencia, conocimiento, tratamiento y control de la HTA de la población adulta de 25 a 64 años del estudio MONICA en Cataluña entre 1986 y 1996.

Sujetos y método

Diseño

Tres encuestas-exámenes de salud transversales en muestras aleatorias independientes de la población general, realizados en los años 1986-1988, 1990-1992 y 1994-1996.

Área de estudio

Comprendida por las comarcas del Vallés Occidental y Oriental, Bages, Berguedà y Solsonès, de la provincia de Barcelona, y Lérida. Incluye 154 municipios.

Sujetos

La población diana está constituida por varones y mujeres de 25 a 64 años residentes de derecho en el área de estudio: 573.617 habitantes en 1991.

Muestreo

Población de estudio seleccionada según un muestreo aleatorio bietápico en cada examen de salud. Primero se eligieron, mediante sorteo proporcional a la población municipal, 9 de los 154 municipios del área de estudio. Seguidamente, se sortearon los individuos a partir de los padrones municipales actualizados, estratificados según el sexo y el grupo de edad decenal. Para el cálculo del tamaño de la muestra, se consideró un error alfa de 0,05 en una prueba de hipótesis bilateral y un poder estadístico de 0,80, para detectar diferencias entre exámenes de como mínimo 3 mmHg de PAD, considerando una desviación típica de 14 mmHg en cada grupo de edad y sexo. El tamaño de la muestra se incrementó en un 30%, en previsión de la no respuesta. Se obtuvieron muestras de 3.597, 4.455 y 4.950 en el primer, segundo y tercer examen de salud, respectivamente. Se consideraron no elegibles las personas seleccionadas que, con anterioridad a la fecha de selección de la muestra, hubiesen fallecido o trasladado su residencia fuera del área de estudio, o que figurasen en el padrón municipal con sexo erróneo. Además, un total de 115 participantes mayores de 64 años en el día del examen de salud fueron excluidos del presente análisis (tabla 1).

Reclutamiento

El proceso de reclutamiento se ha descrito con detalle anteriormente^11,12. Todas las personas seleccionadas recibieron una invitación por carta y un recordatorio telefónico para participar en el examen de salud. En ningún caso se admitieron sustitutos fuera de las personas originalmente seleccionadas en la muestra.

Falta de respuesta

Para evaluar potenciales sesgos de no respuesta, se cumplimentó por teléfono o por visita domiciliaria un breve formulario con información sobre variables sociodemográficas, historia previa de HTA y tratamiento farmacológico antihipertensivo a las personas seleccionadas que no acudieron al examen de salud.

Trabajo de campo

La duración aproximada fue de un año y medio a dos años según el examen de salud: de abril de 1986 a julio de 1988 el primero; de octubre de 1990 a mayo de 1992 el segundo, y de junio de 1994 a mayo de 1996 el tercero. Los exámenes se llevaron a cabo en dos unidades móviles. Para minimizar las variaciones estacionales, las unidades se trasladaron dos veces en estaciones del año opuestas a cada municipio, examinando en cada ocasión la mitad de la muestra municipal correspondiente. Las personas seleccionadas recibieron instrucciones escritas para abstenerse de fumar, comer, beber (excepto agua) y practicar ejercicio físico intenso en la hora previa a la cita para el examen. Un equipo de enfermeras entrenadas recogió los datos personales y sociodemográficos de cada participante, administró los cuestionarios y realizó las mediciones de la presión arterial y otros parámetros biológicos del examen de salud. Además se registró la medicación consumida por cada participante durante los 15 días anteriores al examen. Los medicamentos fueron posteriormente codificados según la clasificación ATC¹³.

Determinación de la presión arterial

El procedimiento siguió el protocolo del estudio MONICA¹⁴. Se utilizaron dos esfigmomanómetros de columna de mercurio con cero aleatorio¹⁵ de la marca Hawksley^® y tres tamaños de manguito (cámaras hinchables de 9,5 * 17,5 cm; 12,5 * 23 cm, y 15,5 * 33 cm), según la circunferencia del brazo. El participante esperaba 5 min sentado, con el manguito colocado en el brazo derecho, sin cruzar las piernas y sin hablar. Después de medir el pulso radial durante 30 seg, se inflaba el manguito rápidamente y se desinflaba a una velocidad de 2 mmHg por segundo, determinándose la PA sistólica (PAS) en el primer ruido de Korotkoff y la PAD en el quinto ruido, con una precisión de 2 mmHg. Se volvía a medir el pulso radial y se determinaban la PAS y la PAD una segunda vez. Se utilizó la media de ambas mediciones para el análisis de datos.

Control de calidad

Cuatro observadores fueron entrenados y certificados con cintas de casete que reproducían los sonidos de Korotkoff, previa superación de una audiometría. Se recertificó a los observadores de la presión arterial cada semestre. La variabilidad interobservador se controló bimensualmente mediante lecturas seriadas de la presión arterial de sujetos control. La variabilidad máxima admitida fue de 4 mmHg. Se revisaron las preferencias por dígitos terminales de los distintos observadores. Si alguno de los parámetros estudiados indicaba pérdida de calidad de las mediciones, se reentrenaba y se recertificaba al observador afectado. Periódicamente se realizó un mantenimiento de los esfigmomanómetros, incluida una revisión anual de los aparatos por técnicos de la marca. Las mediciones de la presión arterial superaron el control internacional de calidad^16,17.

Peso y talla

El peso se midió mediante una báscula romana con una precisión de 200 g. La altura se midió con un escalímetro vertical con el participante descalzo y una precisión de 0,5 cm. Se realizaron dos mediciones del peso y de la talla y se utilizó la media de ambas mediciones para el análisis.

Definiciones

En este estudio se utilizan las siguientes:

­ HTA 160/95: PAS >= 160 y/o PAD >= 95 mmHg y/o en tratamiento farmacológico antihipertensivo durante los 15 días previos al examen.

­ HTA 140/90: PAS >= 140 y/o PAD >= 90 mmHg y/o en tratamiento farmacológico antihipertensivo durante los 15 días previos al examen.

Para cada una de las dos definiciones de HTA:

­ Proporción de hipertensos conocidos: (hipertensos que ya conocían previamente su condición de hipertensos/número total de hipertensos) * 100.

­ Proporción de hipertensos tratados: (hipertensos en tratamiento farmacológico antihipertensivo durante los 15 días previos al examen/número total de hipertensos) * 100.

­ Proporción de hipertensos controlados: (hipertensos en tratamiento farmacológico antihipertensivo durante los 15 días previos al examen con cifras de PAS < 160 y PAD < 95 mmHg en el momento del examen [o < 140 y < 90 mmHg, según la definición de HTA]/número total de hipertensos en tratamiento farmacológico antihipertensivo durante los 15 días previos al examen) * 100.

Se consideró tratamiento antihipertensivo regular la declaración de ingestión pautada de medicamentos en los 15 días previos al examen de salud.

­ Índice de masa corporal (IMC): peso en kilogramos/(altura en m)² (kg/m²).

Análisis estadístico

Se realizó con el paquete SPSS^® 9.0¹⁸ para Windows^®. La estandarización por edad se efectuó según el método directo, utilizando la población de 25 a 64 años del área de estudio del año 1991 como estándar. Para el ajuste de las proporciones de conocimiento, tratamiento y control se empleó como población estándar la distribución de hipertensos en cada grupo de edad en el conjunto de los tres exámenes (pesos de 1/11, 3/11 y 7/11 para los grupos de 35-44, 45-54 y 55-64 años, respectivamente). Las tendencias de la presión arterial de cada grupo de edad y sexo se analizaron: a) mediante regresión lineal del año de examen de cada participante contra la presión arterial, y para el grupo de 25 a 64 años se utilizó además la edad como covariable, y b) añadiendo el IMC como covariable al modelo anterior. Se presenta el valor y significación de la t de Student del coeficiente de regresión ( ß ) (n-2 grados de libertad, prueba de hipótesis bilateral) y en algunos casos el valor de ß . Para analizar las tendencias seculares de las proporciones se empleó la prueba de * ² de Mantel-Haenszel (M-H) con un grado de libertad. Las proporciones se presentan con intervalos de confianza del 95%.

Resultados

En la tabla 1 se presentan el tamaño de las muestras, número de participantes y tasas de respuesta de los tres exámenes. La PAS ajustada por edad entre los 25 y 64 años era más alta en los varones que en las mujeres y descendió 2 mmHg (t = 4,7; p < 0,001) en los varones y 4 mmHg en las mujeres (t = 5, 8; p < 0,001) en el período de estudio (tabla 2). En las mujeres, el descenso de la PAS se observó en los 4 grupos de edad: ­2 mmHg (t = 3,1; p = 0,002) a los 25-34 años; ­3 mmHg (t = 3,0; p = 0,003) a los 35-44 años; ­4 mmHg (t = 3,3; p = 0,001) a los 45-54 años, y ­4 mmHg (t = 2, 7; p = 0,008) a los 55-64 años. En los varones, la PAS sólo descendió significativamente en el grupo de 55-64 años, pasando de 133 a 127 mmHg (t = 4,3; p < 0,001). El descenso de la PAS se observó en cada percentil en ambos sexos. En varones, descendió entre 1 y 2 mmHg, pero en el percentil 90 descendió 4 mmHg. En las mujeres, el mayor descenso ocurrió en los percentiles 75 y 90 (­5 mmHg).

La PAD permaneció estable en los varones, excepto en los de 25-34 años, en quienes aumentó significativamente (t = 2,3; p = 0,02). En las mujeres, la PAD descendió entre 2 y 3 mmHg en los tres grupos de edad más jóvenes en 1990-92, para recuperar los valores iniciales en 1994-1996 (tabla 3). En la figura 1 se presentan las tendencias de PAS y PAD por grupo de edad y sexo. Al incorporar en el análisis de regresión el IMC como covariable, la tendencia descendente de PAS se mantuvo en cada grupo de edad y sexo, pero la tendencia ascendente de la PAD en los varones de 25-34 años desapareció ( ß = 0,15; t = 1,6; p = 0,15).

Fig. 1. Tendencias de la presión arterial sistólica y diastólica medias por grupo de edad y sexo en los tres exámenes de salud del estudio MONICA-Cataluña, 1986-1996.

La curva de distribución de la PAS entre los 25 y 64 años se desplazó hacia la izquierda en ambos sexos, aunque el cambio fue más evidente en las mujeres (fig. 2). El desplazamiento es perceptible tanto en los valores por debajo como por encima de la media.

Fig. 2. Curvas de distribución de la presión arterial sistólica y diastólica entre los 25 y 64 años por sexo en los tres exámenes de salud del estudio MONICA-Cataluña, 1986-1996.

La prevalencia de HTA 160/95 ajustada por edad entre los 25 y 64 años se mantuvo estable en el 8 al 10% (tabla 4). La prevalencia aumenta con la edad, y en las mujeres es superior a los varones a partir de los 45 años. Al considerar el umbral 140/90 se observó una tendencia no significativa a la disminución. En 1994-96, la prevalencia máxima se observó entre las mujeres de 55 a 64 años (40%) frente al 32% en los varones de la misma edad.

En la tabla 5 se presenta la evolución de la proporción de hipertensos conocidos, tratados y controlados. Sólo 10 individuos de 25 a 34 años recibían tratamiento antihipertensivo entre los tres exámenes, por lo que el análisis del control de la HTA se restringió al intervalo de 35 a 64 años. Los tres parámetros mejoraron significativamente con independencia del umbral de HTA escogido, en especial en los varones, cuya situación de partida era inferior. Las mujeres presentaron mejores tasas de tratamiento, aunque el grado de control al final del período era similar en ambos sexos. Considerando el umbral de 140/90, tres cuartos de los hipertensos conocían su hipertensión, la mitad estaban tratados y la mitad controlados. Si se aplicasen las recientes recomendaciones de la OMS/SIH (presión arterial < 130/85 mmHg para personas de edad media), solamente un tercio de los hipertensos tratados estaría controlado en 1994-96.

En la figura 3 se presentan los grupos terapéuticos utilizados en el tratamiento de los hipertensos, ya fuera en mono o politerapia. Los inhibidores de la enzima conversiva de la angiotensina (IECA) crecieron espectacularmente ( * ² de M-H = 85,1; p < 0,001) a expensas de un descenso del resto de grupos terapéuticos, con la excepción de los antagonistas del calcio que aumentaron en ambos sexos ( * ² de M-H = 6,5; p = 0,01). Los diuréticos presentaron un claro retroceso, especialmente entre los varones ( * ² de M-H = 17,1; p < 0,001). Los bloqueadores beta eran utilizados con menor frecuencia en las mujeres, y descendieron un 50% en ambos sexos ( * ² de M-H = 12,1; p < 0,001). La proporción de hipertensos tratados que había tomado la medicación en las últimas 24 a 36 h aumentó en ambos sexos desde el 80 al 95% (p < 0,001) entre 1986 y 1996. La regularidad en el consumo de fármacos antihipertensivos pasó de un 87 a un 97% (p < 0,001). El número medio de fármacos consumidos diariamente por cada hipertenso tratado permaneció estable en 1,2-1,3. El 80% tomaba un solo preparado; el 18%, dos, y el 2%, tres o cuatro.

Fig. 3. Evolución del tratamiento antihipertensivo en monoterapia o combinación en los tres exámenes de salud del estudio MONICA-Cataluña (35-64 años, ajustado por edad), 1986-1996. IECA: inhibidores de la enzima conversiva de la angiotensina.

Para valorar los componentes relativos del descenso de los valores medios de la presión arterial entre 1986 y 1996, se realizó el análisis de regresión separando a los hipertensos tratados de los normotensos de 35 a 64 años (umbral 140/90) (fig. 4). En ambos grupos se redujo la PAS significativamente; en los varones hipertensos tratados varones, ­9 mmHg (t = 2,3; p = 0,02) y en las mujeres, ­5 mmHg (t = 2,1; p = 0,03). En los normotensos, la PAS descendió de 118 a 116 en los varones y de 115 a 112 mmHg en mujeres (t = 2,5; p = 0,01 y t = 4,0; p < 0,001, respectivamente). Tanto la tendencia decreciente como la magnitud del cambio de la PAS se observaron en todos los grupos de edad y sexo, incluso ajustando por el IMC. Por el contrario, la PAD no presentó ninguna variación en los hipertensos tratados y, aunque tendió a aumentar en los varones normotensos (+1 mmHg; t = 2, 2; p = 0, 03), este ascenso desapareció al ajustar por el IMC (t = 1,4; p = 0,17).

Figura 4. Tendencias de la presión arterial sistólica y diastólica medias en los hipertensos/as tratados/as, normotensos/as (¾ 140/90) y entre el total de participantes, en los tres exámenes de salud del estudio MONICA-Cataluña (35 a 64 años ajustado por edad), 1986-1996.

Finalmente, el análisis de la miniencuesta a los no participantes demostró que el conocimiento de historia previa de hipertensión era inferior que en los participantes (18 y 26%; p < 0,001), pero la proporción de sujetos tratados fue la misma en ambos grupos (6-10%) en los tres exámenes de salud.

Discusión

Los resultados obtenidos en los tres exámenes de salud del estudio MONICA indican que la prevalencia de HTA, definida como valores superiores a 140/90 o en tratamiento farmacológico, es del 15% entre los 25 y los 64 años. Esta prevalencia es coherente con la menor mortalidad cerebro y cardiovascular española comparada con la de otros países europeos¹⁹.

La comparación con otros estudios presenta las dificultades inherentes a los distintos métodos empleados en la medición de la presión arterial, en el umbral escogido para la definición de hipertensión y en los grupos de edad analizados. La prevalencia de HTA de 140/90 o mayor observada en España^20-26 oscila entre el 24-26% y el 44-46%, y existe una gran diferencia de las medias y dispersión de las desviaciones típicas de la PAS y PAD, lo que probablemente refleja, entre otras razones, sesgos de medición (tabla 6). De los varios factores capaces de sobrestimar una lectura de la presión arterial, la utilización de un manguito inadecuado para la circunferencia del brazo merece destacarse por ser uno de los más frecuentes. Maxwell et al²⁷ observaron que el uso del manguito de tamaño estándar en personas tan sólo moderadamente obesas ocasionaba que un 37% de ellas fueran clasificadas erróneamente como hipertensas.

No siempre se obtienen resultados dispares en España. En el estudio INTERSALT^28,29 realizado en 1985 en la población general de 20 a 59 años, se observaron medias de PAS idénticas en los dos centros españoles de Manresa (Barcelona) y Torrejón de Ardoz (Madrid) (tabla 6). El estudio fue efectuado por investigadores y observadores independientes, pero que aplicaron un protocolo internacional común y se sometieron a un estricto entrenamiento y control de calidad. Con anterioridad, Roca-Cusachs et al³⁰ encontraron en 1979 valores medios de PAS y PAD de 129 (15) y 79 (12) mmHg, respectivamente, y una prevalencia de HTA 160/95 del 12% en una población laboral masculina de 40 a 59 años en Cataluña. Los valores de la presión arterial en el subgrupo comparable de varones de la misma edad laboralmente activos de nuestro examen de salud en 1986-88, fueron similares a los de Roca et al (123 [15] y 76 [10] mmHg). Las diferencias de presión arterial entre países son también notables. Por ejemplo, en la encuesta nacional de salud inglesa³¹ se obtuvo una prevalencia del 38% en mayores de 16 años con un grado de control de la hipertensión de solamente el 6%, mientras que la prevalencia de hipertensión observada en la encuesta-examen nacional de salud de Estados Unidos (NHANES III, 1988-91)³² fue del 24% en mayores de 18 años, más próxima a la nuestra. Gran parte de las diferencias a través del Atlántico Norte son atribuibles a la utilización de esfigmomanómetros digitales en el caso inglés (tabla 6).

La media de PAS observada en nuestro estudio fue de las más bajas de todos los centros MONICA^33,34 y se sitúa en el rango de las de Gante (Bélgica), Islandia, Auckland (Nueva Zelanda) y Stanford (California), mientras que centros como Augsburgo³⁵ (Alemania) y MONICA-Toulouse³⁶ (Francia) presentaron prevalencias de HTA superiores. En el estudio MONICA-Cataluña se utilizaron, como parte del protocolo internacional, esfigmomanómetros de mercurio de cero aleatorio. Este tipo de esfigmomanómetros se emplean en los estudios epidemiológicos para enmascarar los valores de la presión arterial a los observadores, los cuales conocen su valor real sólo al final de la medición. Así se consigue disminuir la predilección por determinados dígitos, sobre todo cuando se realiza más de una medición de la presión arterial. El esfigmomanómetro de cero aleatorio tiende a obtener valores algo inferiores que el estándar de mercurio. Para analizar potenciales diferencias, estudiamos una submuestra de 1.311 participantes consecutivos durante el examen de salud de 1990-92, a los que se midió la presión arterial dos veces con ambos aparatos. La diferencias entre el esfigmomanómetro de cero aleatorio y el estándar fueron mínimas, ­2,6 y ­3,3 mmHg para la PAS y PAD, respectivamente, pero la calidad de las mediciones fue superior con el de cero aleatorio³⁷. Así pues, creemos que la utilización del esfigmomanómetro de cero aleatorio explicaría una pequeñísima parte de las diferencias de presión observadas con otros estudios realizados con un aparato estándar de mercurio.

La PAS descendió de 2 a 4 mm entre 1986 y 1996, al igual que en la mayoría de los países³⁴. En un estudio de tendencias temporales es fundamental evitar variaciones espurias. En este estudio, los procedimientos de entrevista y medición, los esfigmomanómetros y la mayoría de los observadores fueron los mismos a lo largo de 10 años, con lo que se menguó la posible influencia de sesgos de medición. Parte del descenso de la prevalencia de HTA observada en las encuestas nacionales de salud de los Estados Unidos se podría explicar, como los mismos autores describen, por los cambios en la metodología empleada para la medición de la presión arterial³⁸. Estos artefactos no estuvieron presentes en nuestro caso. Por otro lado, la influencia de sesgos de selección fue mínima, ya que aunque los no participantes presentaban un perfil más favorable de presión arterial^11,12, las diferencias entre participantes y no participantes se mantuvieron constantes en los tres exámenes. En España no existe otro estudio de tendencias de la presión arterial que abarque un período similar. Tomando el estudio de Roca-Cusachs³⁰ como referencia, y salvando las diferencias entre ambos estudios atribuibles al tipo de esfigmomanómetro utilizado, podríamos aventurar que la PAS ha venido declinando en nuestra población al menos desde hace 20 años, mientras que la PAD ha permanecido estable.

El conocimiento, el tratamiento y el control de la hipertensión mejoraron substancialmente durante el período estudiado. Casi la mitad de los hipertensos 140/90 estaban tratados farmacológicamente y la mitad de éstos mantenía cifras por debajo de 140/90 mmHg. Sin embargo, existen algunas diferencias de género, ya que, a pesar de que los varones mejoraron notablemente el conocimiento y el control de su hipertensión hasta igualar a las mujeres, la proporción de hipertensos tratados sigue siendo inferior a la proporción de hipertensas tratadas 10 años antes. Dado que el conocimiento de la HTA fue el mismo en ambos sexos, o bien más varones rehusaron o abandonaron el tratamiento, o bien no se les propuso la posibilidad de tratamiento. Estas diferencias son comunes a muchos países, si bien Cataluña presentaba uno de los mayores porcentajes de hipertensos tratados del estudio MONICA³³. La situación no ha evolucionado igual en otros países como el sur de Francia³⁶, donde la situación ha empeorado, o el sur de Alemania³⁵, donde no ha mejorado. En Estados Unidos (NHANES III) el control de la HTA 140/90 era del 43 al 46% en mayores de 18 años en 1988-1991, similar al 48% obtenido en nuestro estudio en 1990-1992. En el resto de estudios españoles^20-25 mencionados en la tabla 6, la proporción de hipertensos en tratamiento farmacológico oscila entre el 31 y el 51%, y la tasa de control se sitúa entre el 9 y el 35%. El umbral de 140/90 mmHg para iniciar el tratamiento se propuso a mediados de los años ochenta³⁹, pero su aplicación fue progresiva y en España no se generalizó hasta principios de los años noventa, impulsado por las recomendaciones de la Conferencia de Consenso para el Control de la Hipertensión en España⁴⁰. A pesar de la divulgación de los criterios de diagnóstico y tratamiento de la hipertensión, existen lagunas respecto a la situación real, según evidencian las cifras anteriores, así como los resultados de una encuesta telefónica sobre el impacto del Consenso para el Control de la Hipertensión en España, en la que entre el 54% de los médicos entrevistados que conocía sus recomendaciones se observaron incoherencias en las respuestas⁴¹.

En 1994-1996, el tratamiento ha evolucionado hacia un claro predominio de los IECA, solos o en combinación, seguidos de los diuréticos y antagonistas del calcio, como se observó también en los estudios de dispensación de fármacos antihipertensivos en España entre 1985-1995⁴² o en encuestas realizadas a 7.032 hipertensos de consultas de medicina general y cardiología⁴³. En éstos, el 47% de los hipertensos tratados recibía IECA, seguidos de los antagonistas del calcio y diuréticos. Sin embargo, el predominio de los IECA no es tan evidente en otros países. En el centro MONICA-Toulouse³⁶ el tratamiento con IECA aumentó del 24 al 33%, pero más lo hicieron los bloqueadores beta (del 18 al 38%) entre 1986 y 1992. En la encuesta nacional de salud de Inglaterra³¹ de 1994, los diuréticos y bloqueares beta eran los fármacos más utilizados, seguidos de los antagonistas del calcio.

A pesar de que el cumplimiento terapéutico de la hipertensión arterial durante la última década en España⁴⁴ es bajo, alrededor del 50%, en nuestro estudio se ha observado un considerable descenso de la PAS en los hipertensos tratados y, en consecuencia, una mejora en el control de la HTA. Esta mejoría se podría explicar por un mayor cumplimiento del tratamiento, por un aumento de la regularidad del tratamiento y/o por una mayor eficacia del tipo de fármacos utilizados. Sin embargo, el incremento en la tasa de tratamiento no explica el descenso observado de PAS en toda la población. El aumento en la proporción de hipertensos tratados podría explicar el descenso de la PAS en los grupos de más edad, en las que más de una tercera parte es hipertensa, pero el aumento de hipertensos tratados ocurrió solamente en los varones, mientras que el descenso de PAS se ha producido en ambos sexos y en todos los grupos de edad, incluso a pesar de un aumento del IMC como en la mayoría de los centros MONICA³⁴. La mejora en el control de los hipertensos tratados tampoco explica por sí sola la reducción global en el valor medio de la PAS, pues tanto la tendencia como la magnitud del descenso se observaron en todos los grupos de edad y sexo, y tanto en los hipertensos tratados como entre los normotensos. El descenso observado de PAS es de 2 a 3 mmHg, similar a la disminución obtenida en el ensayo DASH⁴⁵ al reducir 40 mmol/día la ingestión de sodio desde los 141 mmol/día iniciales. Desafortunadamente, el estudio MONICA no dispone de datos de tendencias de la ingestión ni de la excreción urinaria de sodio para valorar esta hipótesis. Sin embargo, es poco probable que un solo factor sea responsable del descenso de la presión arterial. Numerosos factores socioambientales y los relacionados con la dieta y otros hábitos de vida capaces de influenciar a la población entera pueden haber contribuido al descenso de los valores de PAS en Cataluña, aunque no así los de la PAD, que permanece estable tanto en los hipertensos como en toda la población.

Agradecimiento

Este estudio no hubiera sido posible sin el apoyo incondicional de Albert Oriol Bosch y la colaboración de Alicia Álvarez, Carmen Yagüe, Carmen Tirvió, Pilar Fabré, Montserrat Casellas, Iñaki Pérez, Rosa Aguilera, Silvia Antich, Núria Alarcón, Concepción Campos, Ana Rodés y Carmen Torrededía. El estudio MONICA-Cataluña es financiado por el Departamento de Sanidad y Seguridad Social de la Generalitat de Catalunya, con la colaboración de la Caixa de Manresa.

Bibliografía