Appendice 1
Differenze nella mortalità per livello di istruzione in Italia (2012-2014)
Alessio Petrelli1, Nicolas Zengarini2, Elena Demuru1, Gabriella Sebastiani3, Raffaella Gaudio1, Giuseppe Costa2, Paolo Giorgi Rossi4,5, Concetta Mirisola1, Gianfranco Alicandro3, Luisa Frova3 1: Istituto Nazionale per la promozione della salute delle popolazioni Migranti ed il contrasto delle malattie della Povertà (INMP)
2: UOC a DU Servizio sovrazonale di Epidemiologia, ASL TO3 Piemonte, Grugliasco (TO) 3: ISTAT
4: UOC Epidemiologia, AUSL Reggio Emilia, Italia
5: Arcispedale Santa Maria Nuova, Istituto di Ricovero e Cura a Carattere Scientifico - IRCCS, Reggio Emilia, Italia
Introduzione
Disuguaglianze socioeconomiche nella salute sono state osservate in tutti i Paesi europei, sia su indicatori di salute oggettiva, quali morbosità, disabilità e mortalità, sia su indicatori di salute autoriferita. Specificatamente, differenze socioeconomiche nella mortalità a favore delle fasce sociali più avvantaggiate sono state ben documentate in molti paesi europei in modo sistematico. L’intensità delle disuguaglianze di salute varia da paese a paese, con effetti molto marcati nei paesi europei orientali di nuova adesione, e decresce nei paesi dell’Europa occidentale, da nord verso sud, dove, infatti, tra i paesi mediterranei si osservano diseguaglianze di minore intensità (Kunst, 1998;
Mackenbach, 2008). Le disuguaglianze di mortalità si sono ampliate in senso relativo (rapporto tra tassi) in quasi tutti i paesi europei nel corso degli anni duemila (Mackenbach, 2015); viceversa il numero di morti attribuibili dovrebbe diminuire grazie alla riduzione della dimensione dei gruppi più svantaggiati (Mackenbach, 2003).
Negli ultimi decenni, la speranza di vita della popolazione italiana è stata caratterizzata da un incremento progressivo e regolare, anche se eterogeneo tra le ripartizioni, con una crescita più pronunciata al Nord, che partiva da livelli più sfavorevoli all’inizio degli anni novanta, e più lenta al Sud.
Tale dinamica ha determinato una aspettativa di vita più favorevole alle regioni del Nord rispetto a quelle del Sud, in particolare alla Campania, che presenta ormai una distanza di quasi 2,5 anni rispetto a molte Regioni del Centro-Nord (Osservasalute, 2016). A queste disuguaglianze su base geografica corrispondono disuguaglianze sociali su base individuale. Queste disuguaglianze sociali di salute in Italia sono state finora misurate da sistemi di record-linkage di indagini campionarie ISTAT oppure da sistemi di osservazione longitudinale sviluppate in alcune aree metropolitane, in particolare Torino e Firenze. L’unico dato a livello nazionale era quello sulla salute autoriferita. I risultati ottenuti finora, anche da fonti diverse, sono sufficientemente coerenti tra di loro. In Italia si osservano disuguaglianze sociali nella salute a sfavore dei più svantaggiati che riguardano tutte le dimensioni di salute, l’incidenza, la prevalenza, la letalità di quasi tutte le principali patologie, e tutte le dimensioni della
posizione sociale, quelle che si riferiscono alle risorse culturali, come il titolo di studio, quelle che misurano la dimensione occupazionale, e quelle che riguardano la dimensione economica, come il reddito e i beni posseduti.
Tuttavia le diseguaglianze socioeconomiche nella mortalità non sono mai state documentate a livello di popolazione con copertura nazionale. Questo lavoro descrive le differenze di mortalità per livello di istruzione in Italia attraverso l’osservazione dei decessi occorsi nei tre anni successivi al censimento, in tutta la coorte della popolazione censita nel 2011.
Materiali e metodi
Nell’ambito del progetto “Differenze socio-economiche nella mortalità”, l’Istat ha realizzato un nuovo sistema di indagine che permette di studiare le differenze di mortalità (totale e per causa) tra gruppi di persone con diverse caratteristiche demografiche, sociali ed economiche. Lo studio ha un disegno di coorte nel quale è stata seguita tutta la popolazione di età fra i 30 e gli 89 anni censita nel 2011 mediante record-linkage tra gli archivi dell’indagine su decessi e cause di morte e della rilevazione delle cancellazioni anagrafiche per trasferimento all’estero degli anni successivi (2012-2014). La chiave di linkage utilizzata è il codice fiscale, presente in tutti gli archivi.
Il totale dei decessi avvenuti in Italia nel periodo 2012-2014 e relativi a persone residenti nel paese con età compresa tra i 30 e gli 89 anni è stato pari a 1.406.007. Di questi, 69.555 (4,9%) decessi non sono risultati abbinati al censimento 2011; la percentuale di decessi non linkati era differente per area geografica. Un ulteriore record-linkage con tre diverse fonti amministrative ha permesso di identificare i decessi non linkati perché effettivamente non presenti nel denominatore delle persone censite nel 2011:
1) nei dati del “Sistema di revisione delle anagrafi” (SIREA) sono stati individuati 23.118 decessi di persone che per vari motivi sono sfuggite alla rilevazione censuaria anche se erano già iscritti all’anagrafe alla data del Censimento 2011;
2) nella banca dati della rilevazione “Iscrizioni e cancellazioni all’anagrafe per trasferimento di residenza” (ISCAN) sono stati individuati 2.340 decessi di persone che non sono state censite perché immigrate in Italia in data successiva al censimento;
3) nelle “Liste anagrafiche comunali” (LAC) sono stati individuati 3.866 decessi di tutte quelle persone che non erano residenti in Italia al momento del censimento, non sono state sottoposte a revisione da SIREA e sono sfuggite anche alla rilevazione ISCAN.
La performance di linkage, ricalcolata escludendo i decessi correttamente non appartenenti al denominatore, era del 2,9% (40.231/1.376.683) senza differenze tra le diverse aree del paese. L’alta percentuale di linkage e l’omogeneità fra diverse aree garantisce quindi confrontabilità dei tassi di mortalità per ripartizione geografica (https://www.istat.it/it/archivio/201175).
Per studiare le diseguaglianze nella mortalità si è scelto di utilizzare il titolo di studio, un indicatore frequentemente impiegato come proxy della condizione socio-economica, in quanto fortemente correlato con altre misure di posizione sociale, quali la condizione occupazionale e la classe sociale, e perché disponibile per tutta la popolazione adulta di entrambi i sessi. Il titolo di studio è anche funzione della posizione sociale della famiglia di origine, e predittivo del livello di alfabetizzazione sanitaria e quindi della propensione a determinati stili di vita e della capacità di uso delle cure.
Il titolo di studio è stato classificato in tre categorie: basso, medio e alto. Per attribuire le osservazioni alle suddette categorie si è deciso di tenere conto della riforma del sistema scolastico del 1962 (riferimento), con la quale fu istituita la scuola media unica, che divenne gratuita e obbligatoria per tutti i ragazzi dagli 11 ai 14 anni. Per questo il criterio di attribuzione utilizzato è il seguente:
- per i nati prima del 1952:
Basso = Nessun titolo e licenza elementare
Medio = Licenza di scuola media inferiore o di avviamento professionale Alto = Diploma di scuola superiore e laurea
- per i nati dal 1952 in poi:
Basso = Nessun titolo, licenza elementare e licenza di scuola media inferiore o di avviamento professionale
Medio = Diploma di scuola superiore Alto = Laurea
Ai fini del presente documento sono state considerate 22 voci di cause di morte, che includono i più frequenti raggruppamenti e alcune cause che sono correlate a particolari meccanismi e fattori di rischio:
Tutte le cause
Tubercolosi
AIDS (malattia da HIV)
Tumori maligni
o Tumore dello stomaco
o Tumore del colon/retto o Tumore del fegato o Tumore del polmone o Tumore del seno o Tumore della prostata o Tumore della vescica o Tumore delle VADS1
Diabete
Disturbi mentali
Malattie del sistema circolatorio o Malattie ischemiche del cuore o Malattie cerebrovascolari
Malattie del sistema respiratorio
Cirrosi
Incidenti e traumi o Incidenti stradali o Cadute accidentali o Suicidio e autolesione
Per ogni raggruppamento di cause sono stati calcolati tassi standardizzati per età (x 10.000 anni persona), stratificati per genere e ripartizione geografica, applicando i pesi ricavati dalla popolazione standard europea del 2013 (Revision of the European Standard Population, Report of Eurostat’s Task
Force, Methodologies and Working Paper, 2013 edition,
http://ec.europa.eu/eurostat/documents/3859598/5926869/KS-RA-13-028-EN.PDF).
Il numeratore del tasso per classe di età quinquennale, titolo di studio e causa di morte è stato calcolato sommando i decessi avvenuti tra il 2012 e il 2014:
𝐷𝑖 = ∑2014 𝐷𝑖,𝑡
𝑡=2012
Il denominatore, ovvero gli anni persona a rischio (𝐴𝑃) si ottengono tenendo conto dei decessi (𝐷𝑖) e dei trasferimenti all’estero (𝑇𝑖) di ciascun anno nel seguente modo:
1 La definizione “tumori delle vie aero-digestive superiori” (VADS) raccoglie un gruppo di neoplasie di varie sedi anatomiche (lingua, bocca, orofaringe, rinofaringe, ipofaringe, faringe NAS, laringe).
𝐴𝑃 = ∑ 𝑃𝑖,𝑡−1
2∙ (𝐷𝑖,𝑡+ 𝑇𝑖,𝑡)
2014 𝑡=2012
dove 𝑃𝑖,𝑡 è la popolazione nella classe di età 𝑖 al primo gennaio dell’anno 𝑡 .
Gli intervalli di confidenza sono stati calcolati ipotizzando l’adattamento alla curva gaussiana (IC=Tstd
± 1,96*ES), dove ES = √
∑𝑀𝑖∗ 𝑁𝑖2∗𝐾
𝑛𝑖
(∑ 𝑁𝑖)2 (Mi = tassi età-specifici, Ni = popolazione standard nella “i-esima”
classe di età, ni = popolazione in studio nella “i-esima” classe di età, K = costante moltiplicativa (10.000)).
Per quantificare le differenze socioeconomiche nella mortalità sono stati utilizzati due indicatori: i rapporti tra tassi di mortalità (Mortality Rate Ratios, MRR), considerando come categoria di riferimento il livello di istruzione alto, e gli indici di disuguaglianza relativa (Relative Index of Inequality, RII). Il RII è un indice sintetico che permette di riassumere in un solo valore – e quindi di confrontare – tutto il differenziale di rischio espresso dai diversi indicatori, indipendentemente dal numero di modalità. In pratica, l’indice rappresenta il rapporto tra i tassi ai due estremi della scala sociale rideterminata come distribuzione continua. Quest’ultima viene costruita facendo
corrispondere a ciascuna modalità dell’indicatore in studio, che nel nostro caso sono i diversi livelli di istruzione, il punto centrale (midpoint) dell'intervallo relativo alla stessa modalità nella distribuzione di frequenza cumulata.
Successivamente il RII si ottiene dall’esponenziale dei parametri di intercetta e pendenza del modello lineare che mette in relazione i tassi mortalità (Kunst, 1997). Dunque, ipotizzando pari a 1 la
situazione di totale uguaglianza, quanto più il valore è al di sopra di questa, tanto più disuguale è il rapporto tra i due estremi della scala di istruzione.
Il RII può essere espresso in questo modo:
Ε(y) = β0 + β1 (midpoint)
RII = β0 + β1 β0
E’ stata poi testata l’interazione tra RII e periodo di osservazione.
Sono inoltre state calcolate le speranze di vita a 30 anni per i 22 raggruppamenti di cause. Ai fini del calcolo, la serie delle probabilità di morte prospettive è stata ottenuta a partire dai tassi di mortalità specifici. Le tavole di mortalità per titolo di studio, genere e ripartizione, e di conseguenza le speranze di vita, sono state quindi costruite a partire dalle probabilità di morte per età.
Risultati
La speranza di vita per titolo di studio risulta più elevata al Nord rispetto al Sud per ogni livello di istruzione, sia tra i maschi che tra le femmine. In media un uomo italiano laureato di 30 anni ha un’aspettativa di vita superiore a 3 anni rispetto a chi ha conseguito al più la scuola dell’obbligo (53,2 vs 50,1), mentre per le donne il vantaggio è di poco inferiore a 1,5 anni (56,7 vs 55,3). Il gradiente di sopravvivenza al crescere del titolo di studio per livello di istruzione è presente sia al Nord che al Sud, a dimostrazione che la povertà individuale di risorse e competenze, di cui il basso titolo di studio è proxy, agisce come fattore determinante, indipendentemente dalla ripartizione geografica. Non si osservano rilevanti differenze geografiche rispetto all’ampiezza delle disuguaglianze nella speranza di vita, sia tra gli uomini che tra le donne. Tuttavia, poiché i tassi di mortalità nel Sud risultano più elevati (fig. 3), tale “equilibrio” risulta dalla ridotta aspettativa di vita osservata a carico di tutte le fasce sociali, quindi anche dei più istruiti.
Figura 1: Speranza di vita a 30 anni per livello di istruzione, genere e ripartizione di residenza. ISTAT, 2012-2014
Il tasso annuo di mortalità per tutte le cause in Italia risulta pari a 74,5 per le donne e 128,4/10.000 per gli uomini (tab. 1). Disuguaglianze di mortalità per livello di istruzione si osservano per quasi tutti i raggruppamenti di cause considerati. Tra gli uomini con basso titolo di studio il rischio di morte per tutte le cause è superiore del 34% rispetto a chi ha un livello alto, mentre tra le donne è più elevato del 22%. Tra gli uomini il rapporto tra tassi di mortalità (MRR) del basso livello di istruzione rispetto all’alto è più marcato per AIDS, tumore dello stomaco, del fegato, delle vie aeree e digerenti superiori (VADS), della vescica, diabete, cirrosi, malattie del sistema respiratorio, incidenti stradali e suicidi, mentre tra le donne per AIDS, tumori dello stomaco, diabete cirrosi, malattie del sistema respiratorio, dove i rapporti fra tassi di mortalità di chi ha un basso titolo di studio rispetto a chi ha un alto titolo di studio (MRR basso vs alto) superano 1,5, cioè vi è un eccesso di più del 50%.
Tabella 1: Tassi di mortalità tra i 30 e gli 89 anni standardizzati per età (*10.000 anni persona) e rapporti tra tassi di mortalità (MRR). ISTAT, 2012-2014.
La figura 2 mostra i Relative Index of Inequalities (RII), che misurano la distanza in termini di diseguaglianze socioeconomiche tra i meno istruiti verso i più istruiti. Differenze socioeconomiche si osservano sia tra gli uomini che tra le donne, più intense tra gli uomini (RII=1,52) rispetto alle donne (RII=1,31); nel Nord-Ovest tra gli uomini (RII=1,60) e nel Meridione tra le donne (RII=1,39) (Fig. 3). I risultati per raggruppamento di cause consentono di rilevare che tra gli uomini le distanze più elevate tra le classi sociali si osservano per l’AIDS (RII=4,56), la cirrosi (RII=3,34), i tumori delle vie aeree e digestive superiori (VADS) (RII=2,44), i tumori dello stomaco (RII=2,20), gli incidenti da trasporto (RII=2,03), i suicidi (RII=1,89), i tumori del polmone (RII=1,73) e le malattie del sistema respiratorio (RII=2,00), mentre tra le donne, oltre all’AIDS (RII=5,51), spicca il diabete mellito (RII=3,60), e a seguire, con valori inferiori, i tumori dello stomaco (RII=2,37) e la cirrosi (RII=2,25). Le cause per le quali si osserva un gradiente inverso sono pochissime e tutte nelle donne: tumore del polmone e della mammella e suicidio.
CAUSA TASSO STD TASSO STD TASSO STD TASSO STD MRR MRR
Tutte le cause 104,80 104,20 105,40 124,50 123,80 125,20 140,40 140,00 140,80 128,40 128,10 128,70 1,19 1,18 1,20 1,34 1,33 1,35
Tubercolosi 0,06 0,05 0,08 0,09 0,07 0,11 0,08 0,07 0,09 0,07 0,07 0,08 1,48 1,07 2,06 1,28 0,96 1,71
AIDS 0,14 0,11 0,16 0,18 0,16 0,20 0,34 0,31 0,36 0,24 0,23 0,26 1,30 1,06 1,60 2,48 2,06 2,97
Tumori maligni 38,96 38,58 39,33 46,54 46,14 46,94 49,93 49,67 50,19 46,30 46,12 46,48 1,19 1,18 1,21 1,28 1,27 1,30
Tumore dello stomaco 1,82 1,74 1,90 2,59 2,50 2,68 3,26 3,19 3,32 2,79 2,75 2,84 1,42 1,34 1,51 1,79 1,70 1,88
Tumore del colon/retto 4,55 4,42 4,68 5,18 5,04 5,31 5,13 5,05 5,21 4,98 4,92 5,04 1,14 1,10 1,18 1,13 1,09 1,16
Tumore del fegato 2,47 2,38 2,57 3,19 3,09 3,29 3,72 3,65 3,80 3,26 3,22 3,31 1,29 1,23 1,36 1,51 1,44 1,57
Tumore delle VADS 1,58 1,51 1,66 2,04 1,96 2,12 2,81 2,75 2,88 2,30 2,26 2,34 1,29 1,22 1,37 1,78 1,69 1,88
Tumore del polmone 9,33 9,15 9,51 12,14 11,94 12,35 13,92 13,79 14,06 12,32 12,23 12,41 1,30 1,27 1,34 1,49 1,46 1,53 Tumore del seno/della prostata 3,10 2,99 3,21 3,31 3,19 3,42 3,33 3,26 3,39 3,27 3,22 3,32 1,07 1,01 1,12 1,07 1,03 1,12
Tumore della vescica 1,71 1,63 1,79 2,15 2,06 2,23 2,23 2,18 2,28 2,10 2,06 2,13 1,25 1,18 1,33 1,30 1,23 1,37
Diabete 3,09 2,99 3,20 3,87 3,75 3,99 4,79 4,72 4,87 4,18 4,13 4,24 1,25 1,19 1,31 1,55 1,49 1,61
Disturbi mentali 1,68 1,60 1,76 2,05 1,95 2,14 2,53 2,47 2,58 2,24 2,20 2,28 1,22 1,14 1,30 1,50 1,43 1,59
Malattie del sistema circolatorio 33,36 33,00 33,72 39,07 38,68 39,46 44,20 43,97 44,44 40,79 40,62 40,97 1,17 1,15 1,19 1,33 1,31 1,34 Malattie ischemiche del cuore 13,48 13,25 13,70 15,76 15,51 16,01 16,87 16,72 17,02 15,85 15,74 15,95 1,17 1,14 1,20 1,25 1,23 1,28 Malattie cerebrovascolari 7,82 7,65 8,00 9,15 8,96 9,34 10,57 10,46 10,68 9,72 9,63 9,80 1,17 1,13 1,21 1,35 1,32 1,39 Malattie del sistema respiratorio 6,65 6,49 6,82 8,46 8,27 8,65 10,68 10,57 10,79 9,40 9,32 9,49 1,27 1,23 1,31 1,61 1,56 1,65
Cirrosi 1,01 0,96 1,07 1,51 1,44 1,58 2,31 2,26 2,37 1,80 1,76 1,83 1,49 1,38 1,60 2,28 2,14 2,43
Incidenti e traumi 2,90 2,79 3,00 3,38 3,27 3,49 4,04 3,97 4,11 3,57 3,52 3,62 1,17 1,11 1,22 1,39 1,34 1,45
Incidenti stradali 0,76 0,70 0,81 0,95 0,90 0,99 1,24 1,19 1,28 1,05 1,03 1,08 1,25 1,15 1,37 1,64 1,51 1,77
Cadute accidentali 0,78 0,73 0,84 0,85 0,79 0,90 0,91 0,87 0,94 0,85 0,82 0,87 1,08 0,98 1,20 1,16 1,07 1,26
Suicidio e autolesione 1,01 0,94 1,07 1,27 1,22 1,33 1,59 1,54 1,64 1,37 1,34 1,40 1,26 1,17 1,36 1,58 1,48 1,69
CAUSA TASSO STD TASSO STD TASSO STD TASSO STD MRR MRR
Tutte le cause 63,87 63,38 64,37 71,79 71,29 72,28 77,86 77,61 78,10 74,53 74,34 74,72 1,12 1,11 1,14 1,22 1,21 1,23
Tubercolosi 0,02 0,01 0,03 0,04 0,03 0,06 0,03 0,03 0,04 0,03 0,03 0,04 1,82 1,12 2,95 1,37 0,90 2,08
AIDS 0,02 0,01 0,03 0,05 0,04 0,06 0,09 0,08 0,10 0,06 0,06 0,07 2,22 1,40 3,51 3,72 2,42 5,73
Tumori maligni 25,13 24,82 25,43 27,13 26,84 27,42 25,21 25,06 25,36 25,34 25,23 25,46 1,08 1,06 1,10 1,00 0,99 1,02
Tumore dello stomaco 0,78 0,72 0,83 1,11 1,05 1,17 1,46 1,42 1,50 1,30 1,27 1,32 1,43 1,31 1,56 1,88 1,74 2,02
Tumore del colon/retto 2,68 2,58 2,79 2,98 2,88 3,08 2,79 2,74 2,84 2,78 2,74 2,82 1,11 1,06 1,17 1,04 1,00 1,08
Tumore del fegato 0,93 0,87 0,99 1,08 1,02 1,14 1,24 1,21 1,27 1,15 1,13 1,17 1,16 1,07 1,26 1,34 1,25 1,43
Tumore delle VADS 0,47 0,43 0,51 0,51 0,47 0,55 0,52 0,50 0,54 0,50 0,49 0,52 1,09 0,97 1,22 1,11 1,01 1,22
Tumore del polmone 3,92 3,80 4,04 4,06 3,95 4,17 3,09 3,03 3,14 3,33 3,29 3,37 1,03 0,99 1,08 0,79 0,76 0,82
Tumore del seno/della prostata 4,71 4,57 4,84 4,81 4,69 4,93 4,07 4,01 4,14 4,30 4,25 4,35 1,02 0,98 1,06 0,87 0,84 0,89
Tumore della vescica 0,35 0,31 0,38 0,38 0,35 0,42 0,35 0,34 0,37 0,35 0,34 0,37 1,10 0,96 1,27 1,02 0,91 1,14
Diabete 1,49 1,42 1,57 1,95 1,86 2,03 3,39 3,34 3,44 2,90 2,87 2,94 1,30 1,22 1,39 2,27 2,15 2,39
Disturbi mentali 1,47 1,40 1,55 1,77 1,69 1,85 2,03 2,00 2,07 1,92 1,89 1,95 1,20 1,12 1,29 1,38 1,31 1,46
Malattie del sistema circolatorio 18,74 18,48 19,01 21,68 21,40 21,96 26,31 26,18 26,45 24,58 24,47 24,69 1,16 1,13 1,18 1,40 1,38 1,43 Malattie ischemiche del cuore 5,23 5,09 5,37 6,14 5,99 6,28 7,52 7,45 7,59 6,99 6,93 7,05 1,17 1,13 1,22 1,44 1,40 1,48
Malattie cerebrovascolari 5,59 5,44 5,73 6,52 6,36 6,67 7,58 7,51 7,65 7,15 7,10 7,21 1,17 1,13 1,21 1,36 1,32 1,39
Malattie del sistema respiratorio 3,41 3,29 3,52 3,91 3,79 4,02 4,05 4,00 4,10 3,89 3,85 3,93 1,15 1,10 1,20 1,19 1,15 1,23
Cirrosi 0,54 0,50 0,59 0,76 0,71 0,81 0,98 0,95 1,01 0,85 0,83 0,87 1,39 1,25 1,54 1,80 1,65 1,97
Incidenti e traumi 1,60 1,52 1,68 1,60 1,52 1,67 1,78 1,74 1,82 1,71 1,68 1,74 1,00 0,93 1,07 1,11 1,05 1,17
Incidenti stradali 0,26 0,22 0,29 0,25 0,22 0,27 0,27 0,25 0,28 0,25 0,24 0,26 0,97 0,83 1,14 1,04 0,91 1,20
Cadute accidentali 0,41 0,37 0,45 0,41 0,38 0,45 0,42 0,41 0,44 0,42 0,40 0,43 1,01 0,88 1,16 1,04 0,93 1,15
Suicidio e autolesione 0,37 0,33 0,40 0,39 0,36 0,42 0,34 0,32 0,36 0,36 0,34 0,37 1,07 0,94 1,21 0,93 0,83 1,05
UOMINI
DONNE
ALTO MEDIO BASSO
IC 95% IC 95% IC 95%
TITOLO DI STUDIO
TITOLO DI STUDIO
ALTO TOTALE MEDIO vs ALTO BASSO vs ALTO
IC 95% IC 95% IC 95% IC 95% IC 95%
MEDIO vs ALTO BASSO vs ALTO
IC 95% IC 95%
IC 95%
TOTALE IC 95%
BASSO MEDIO
Figura 2: Relative Index of Inequalities (RII) delle persone con basso titolo di studio rispetto all’alto, per causa di morte. ISTAT, 2012-2014.
Figura 3: Tassi di mortalità standardizzati per età (*10.000 anni-persona) per livello di istruzione, ripartizione di residenza e genere. RII per ripartizione di residenza e genere. Tutte le cause. ISTAT, 2012-2014.
Per quanto riguarda le malattie del sistema circolatorio (fig. 4), la mortalità risulta più elevata al Sud, per ogni livello di istruzione, sia tra gli uomini che tra le donne. Tra gli uomini le diseguaglianze sono più accentuate nel Nord-Ovest (RII = 1,56), mentre tra donne al Sud (RII = 1,77). La mortalità per alto titolo di studio al Sud è solo lievemente superiore a quella del basso titolo di studio al Nord-Est.
Figura 4: Tassi di mortalità standardizzati per età (*10.000 anni-persona) per livello di istruzione, ripartizione di residenza e genere. RII per ripartizione di residenza e genere. Malattie del sistema circolatorio. ISTAT, 2012-2014
La stessa intensità territoriale della mortalità si osserva per le malattie ischemiche del cuore (fig. 5), sia in senso assoluto, con tassi più elevati al Sud, sia tra gli uomini che tra le donne, sia relativamente alle diseguaglianze, con RII tra gli uomini pari a 1,48 nel Nord-Ovest e 1,19 nel Sud e tra le donne rispettivamente 1,66 e 1,93. Il basso livello di diseguaglianze tra gli uomini del Sud deriva da tassi di mortalità molto elevati per l’alto e medio livello di istruzione: le persone residenti al Sud con titolo di studio medio hanno una mortalità per malattie ischemiche del cuore più elevata rispetto a chi ha un titolo di studio basso nel resto d’Italia.
Figura 5: Tassi di mortalità standardizzati per età (*10.000 anni-persona) per livello di istruzione, ripartizione di residenza e genere. RII per ripartizione di residenza e genere. Malattie ischemiche del cuore. ISTAT, 2012-2014
Un profilo analogo si osserva per le malattie cerebrovascolari (fig. 6), per le quali la mortalità risulta molto elevata nel Meridione, dove i tassi di mortalità per i livelli di istruzione più alti superano quelli dei meno istruiti del Nord-Est, sia tra gli uomini che tra le donne. Per questo raggruppamento di cause di morte, la situazione del Sud è aggravata da diseguaglianze socioeconomiche più intense che nel resto d’Italia (RII = 1,60 vs 1,55 Italia per gli uomini; RII = 1,62 vs 1,54 Italia per le donne).
Figura 6: Tassi di mortalità standardizzati per età (*10.000 anni-persona) per livello di istruzione, ripartizione di residenza e genere. RII per ripartizione di residenza e genere. Malattie cerebrovascolari. ISTAT, 2012-2014.
I tumori maligni (fig. 7) costituiscono la causa di morte più frequente in Italia. I tassi di mortalità standardizzati per età risultano pari a 46,30 per gli uomini e 25,34 per le donne. Per tumore si muore di più nel Nord-Ovest, indipendentemente dal livello di istruzione. In questa area geografica sono anche più intense le diseguaglianze socioeconomiche tra gli uomini (RII=1,52).
Figura 7: Tassi di mortalità standardizzati per età (*10.000 anni-persona) per livello di istruzione, ripartizione di residenza e genere. RII per ripartizione di residenza e genere. Tumori maligni. ISTAT, 2012-2014.
Il tumore al polmone (fig. 8) costituisce la causa di morte tumorale più frequente tra gli uomini (12,3):
i tassi di mortalità e le diseguaglianze risultano essere più elevate nel Nord-Ovest. Tra le donne invece muoiono di più quelle con titolo di studio medio o alto, specialmente nel Centro Italia.
Figura 8: Tassi di mortalità standardizzati per età (*10.000 anni-persona) per livello di istruzione, ripartizione di residenza e genere. RII per ripartizione di residenza e genere. Tumori del polmone.
ISTAT, 2012-2014.
Il tumore al seno (fig. 9) costituisce la causa di morte tumorale più frequente tra le donne, con un tasso di mortalità pari a 4,3 (*10.000ab.), con poca variabilità territoriale e un lieve eccesso nel Nord-Ovest:
la mortalità è sfavorevole alle più istruite. Tra gli uomini il tumore alla prostata mostra lievi differenze sfavorevoli ai meno istruiti, tranne che nel Sud, dove le diseguaglianze risultano più accentuate.
Figura 9: Tassi di mortalità standardizzati per età (*10.000 anni-persona) per livello di istruzione, ripartizione di residenza e genere. RII per ripartizione di residenza e genere. Tumori del seno/prostata.
ISTAT, 2012-2014.
I tumori delle vie aero-digestive superiori (VADS) (fig. 10) sono accomunati dalla condivisone di alcuni fattori di rischio comportamentali legati al fumo e all’alcol e occupazionali. Per questo raggruppamento si segnalano fortissime diseguaglianze socioeconomiche in tutte le ripartizioni territoriali tra gli uomini, ma in particolare nel Meridione (RII=3,39).
Figura 10: Tassi di mortalità standardizzati per età (*10.000 anni-persona) per livello di istruzione, ripartizione di residenza e genere. RII per ripartizione di residenza e genere. Tumori delle vie aero- digestive superiori (VADS). ISTAT, 2012-2014.
Tra le altre cause tumorali si segnala un forte gradiente socioeconomico inverso tra gli uomini per il tumore al fegato (fig. 11) nel Nord-Ovest (RII=2,45) e, seppur in misura meno marcata, anche tra le donne (RII=1,75), così come per il tumore dello stomaco in tutte le aree geografiche. Questo andamento è del tutto consistente con quello osservato per la cirrosi (fig. 12), anche se i differenziali socioeconomici sono più marcati e va evidenziato il picco di mortalità per il basso livello di istruzione nel Sud.
Figura 11: Tassi di mortalità standardizzati per età (*10.000 anni-persona) per livello di istruzione, ripartizione di residenza e genere. RII per ripartizione di residenza e genere. Tumori del fegato. ISTAT, 2012-2014.
Figura 12: Tassi di mortalità standardizzati per età (*10.000 anni-persona) per livello di istruzione, ripartizione di residenza e genere. RII per ripartizione di residenza e genere. Cirrosi. ISTAT, 2012-2014.
Le malattie del sistema respiratorio (fig. 13) presentano un tasso di mortalità pari a 9,4 tra gli uomini e 3,9 tra le donne con differenziali socioeconomici molto marcati, in particolare tra gli uomini nel Nord Ovest (RII = 2,02) e al Sud (RII = 2,14).
Figura 13: Tassi di mortalità standardizzati per età (*10.000 anni-persona) per livello di istruzione, ripartizione di residenza e genere. RII per ripartizione di residenza e genere. Malattie del sistema respiratorio. ISTAT, 2012-2014.
La mortalità per diabete (fig. 14) presenta un tasso di mortalità pari a 4,18 tra gli uomini e 2,90 tra le donne con differenziali socioeconomici molto marcati, in particolare tra le donne del Mezzogiorno (RII
= 3,7).
Figura 14: Tassi di mortalità standardizzati per età (*10.000 anni-persona) per livello di istruzione, ripartizione di residenza e genere. RII per ripartizione di residenza e genere. Diabete. ISTAT, 2012- 2014.
L’AIDS (fig. 15) tra le cause considerate, è quella in cui si osservano i gradienti socioeconomici più marcati, a svantaggio della popolazione meno istruita, soprattutto nel Nord-Ovest.
Figura 15: Tassi di mortalità standardizzati per età (*10.000 anni-persona) per livello di istruzione, ripartizione di residenza e genere. RII per ripartizione di residenza e genere. AIDS. ISTAT, 2012-2014.
Infine si possono sottolineare i differenziali di mortalità a sfavore dei meno istruiti per i suicidi (RII = 1,66) e gli incidenti stradali (RII = 2,03) tra gli uomini (fig. 16 e 17).
Figura 16: Tassi di mortalità standardizzati per età (*10.000 anni-persona) per livello di istruzione, ripartizione di residenza e genere. RII per ripartizione di residenza e genere. Suicidi. ISTAT, 2012-2014.
Figura 17: Tassi di mortalità standardizzati per età (*10.000 anni-persona) per livello di istruzione, ripartizione di residenza e genere. RII per ripartizione di residenza e genere. Incidenti stradali. ISTAT, 2012-2014.
Discussione
Lo studio ha consentito di analizzare per la prima volta in Italia le diseguaglianze socioeconomiche nella mortalità con una copertura di popolazione a livello nazionale, evidenziando un rischio tra le persone con basso titolo di studio superiore del 34% tra gli uomini e del 22% tra le donne.
L’intensità di tali diseguaglianze è inferiore rispetto a quanto osservato da un precedente studio italiano, condotto attraverso un sistema longitudinale nazionale di monitoraggio delle diseguaglianze a livello nazionale su un campione della popolazione italiana intervistata nel corso dell’indagine trasversale Istat sulle Condizioni di Salute ed il Ricorso ai Servizi Sanitari del 1999-2000 e seguita con follow-up di mortalità a partire dalla data dell’intervista fino al 2007, tramite record linkage del campione con l’archivio nazionale delle cause di morte dell’Istituto Nazionale di Statistica (Marinacci, 2013). Un confronto diretto tra i risultati dei due studi risulterebbe azzardato, per la diversa classificazione del titolo di studio, per la diversa ampiezza della fascia di età considerata e soprattutto per il disegno dello studio: tuttavia si potrebbe ipotizzare una tendenza alla riduzione dell’intensità delle diseguaglianze, che risulterebbe in controtendenza con i dati europei più recenti per i paesi più ricchi (Mackenbach, 2016).
L’intensità delle disuguaglianze di mortalità è meno pronunciata tra le donne a causa del peso che sulla mortalità prematura hanno cause tumorali come i tumori femminili o i tumori del polmone, la cui distribuzione dei fattori di rischio negli anni trascorsi ha coinvolto maggiormente le donne più istruite, in particolare il ritardo dell’età al primo figlio nel caso del tumore della mammella e la diffusione dell’epidemia da fumo nel caso del tumore del polmone.
I risultati mostrano tassi di mortalità generale più elevati al Sud rispetto alle altre ripartizioni geografiche, per entrambi i generi, e spiegati principalmente dalla maggiore mortalità per cause cardiovascolari. Anche l’intensità delle disuguaglianze di mortalità è eterogenea nelle diverse aree geografiche del paese: più elevata al Nord-Ovest, tra gli uomini, in particolare per i tumori maligni, e al Sud tra le donne, come già osservato in un precedente studio (Federico, 2013), in particolare per le cause cardiovascolari.
La variabilità geografica nell’intensità delle disuguaglianze di salute congiuntamente ai tassi più elevati della media nazionale osservati anche nei più istruiti al Sud segnala che, se da un lato esistono spazi di miglioramento per il contrasto delle iniquità, al tempo stesso la maggiore concentrazione di povertà non spiega tutto il divario tra Nord e Sud. Si potrebbe dunque ipotizzare che gli effetti sulla salute della particolare concentrazione di povertà individuale nel mezzogiorno, unitamente alla minore capacità locale di quelle comunità, istituzioni e servizi di cura e prevenzione di moderare gli effetti sulla salute della povertà individuale, siano all’origine del divario tra Nord e Sud, che si sta manifestando nella maggior parte degli indicatori di salute.
L’esame della mortalità per grandi gruppi di cause permette di individuare le patologie che contribuiscono in maggior misura al gradiente sociale nella mortalità totale. La distanza che separa le persone meno istruite dalle più istruite nella mortalità varia infatti tra le diverse condizioni patologiche.
In testa alla graduatoria si trova l’AIDS, associata con l’abuso di droghe e con i rapporti sessuali non protetti (Marí-Dell'Olmo, 2007); seguono la cirrosi epatica e i tumori del fegato associati con gli stessi comportamenti a rischio, ma anche con l’abuso di alcool; i tumori delle vie aree e digestive superiori (VADS) tra gli uomini, associati con tabacco e alcool; i tumori dello stomaco, associati con le infezioni e legati a scarsa igiene alimentare; gli incidenti da trasporto tra gli uomini, legati alla sicurezza stradale, le malattie del sistema respiratorio tra gli uomini associate ai rischi da lavoro e al fumo, il diabete mellito, soprattutto tra le donne, associato all’obesità e alla qualità delle cure, la salute mentale, in particolare i suicidi, legati al disagio sociale, i tumori del polmone tra gli uomini correlati al fumo (Menville, 2013).
Anche per le altre malattie considerate si osservano eccessi di mortalità tra i meno istruiti, inferiori, ma comunque variabili tra il 20% e il 50%. La corrispondenza fra le differenze osservate nella mortalità e quelle note nei fattori di rischio consente di individuare i potenziali fattori di rischio intermedi attraverso i quali la mancanza d’istruzione può aver generato gli eccessi di mortalità per specifiche malattie (Diderichsen, 2001).
Una maggiore diffusione di fattori di rischio comportamentali (fumo, cattiva alimentazione, eccesso ponderale, sedentarietà) nei gruppi sociali più sfavoriti è stata osservata già all’inizio degli anni 2000,
in particolare, la maggior frequenza di consumo di alcolici e di fumatrici tra le donne di alta posizione sociale, (Costa, 2004).
L’Indagine Multiscopo Istat sulla Salute ed il Ricorso ai Servizi Sanitari (2004-2005) ha successivamente consentito di evidenziare i marcati gradienti sociali nella prevalenza di fumatori tra gli uomini su tutto il territorio nazionale, diseguaglianze a svantaggio dei meno istruiti che si sono ampliate negli ultimi 30 anni. Nel sesso femminile, l’associazione col basso titolo di studio è storicamente inversa in Italia rispetto agli uomini, con una minore frequenza di fumatrici nelle donne di più basso livello di istruzione, soprattutto nelle regioni meridionali. Tuttavia, si sta osservando una transizione epidemica con una progressiva diffusione del fumo tra le donne meno istruite (Costa 2004), così come già osservato nel resto dell’Europa ricca già alcuni decenni fa, transizione che avviene a fasi differenziate, cominciando da Nord per progredire a Sud, già molto evidente tra le giovani e adulte fino ai 45 anni (Gorini, 2013).
Quindi l’attuale distribuzione geografica delle disuguaglianze nel tumore al polmone sembrerebbe riflettere in Italia quanto già osservato a livello internazionale in merito alla curva epidemica dell’abitudine al fumo, con la transizione della più alta prevalenza di fumatori dall’alto verso il basso livello socioeconomico, una transizione che si sviluppa parallelamente dai giovani agli adulti e anziani dagli uomini alle donne e da Nord verso Sud (Menville, 2008). In tal senso il marcato gradiente socioeconomico nel Nord-Ovest è quindi il risultato dell’effetto della distribuzione nell’esposizione al fumo e, forse, a fattori inquinanti in ambiente lavorativo e di vita, in modo nettamente più intenso nella classe operaia.
Più in generale, si può affermare che il vantaggio storico del sud per la mortalità tumorale, dovuto all’alimentazione mediterranea, alla minor prevalenza di fumatori, e forse anche a fattori ambientali e occupazionali, sembra ormai scomparso, soprattutto in chi ha un titolo di studio più alto.
Anche l’associazione tra obesità e basso livello di istruzione risulta marcata, nelle donne in misura maggiore rispetto agli uomini (Mamo, 2008), e la prevalenza mostra inoltre un chiaro gradiente geografico a svantaggio del Sud, soprattutto tra le donne, indipendentemente dall’età (PASSI, 2017).
Infine, risulta assai elevata la quota media di sedentarietà (uomini: 27%; donne 31%), con una maggiore prevalenza tra le persone con bassa istruzione, e tra coloro che risiedono nelle Regioni centro-meridionali (PASSI, 2017). Ciò potrebbe spiegare la maggiore mortalità e il forte differenziale per titolo di studio per le malattie cardiovascolare nel Sud Italia.
La maggiore mortalità per tumore al seno tra le più istruite conferma quanto osservato in altri paesi europei (Lundqvist, 2016), a causa principalmente del ritardo alla nascita del primo figlio da parte delle donne di alta fascia sociale.
Numerosi studi hanno analizzato l’impatto dei fattori di rischio comportamentali nel contrasto alle diseguaglianze socioeconomiche nella salute, mostrando livelli di mortalità evitabile molto eterogenei tra le aree europee. Uno studio condotto su 21 popolazioni europee ha evidenziato che il fumo è il principale fattore di rischio riducibile tra gli uomini e il sovrappeso lo è tra le donne. La proporzione di mortalità attribuibile alle disuguaglianze di istruzione tra gli uomini che si eliminerebbe se tutte le persone di bassa e media istruzione avessero la stessa esposizione al fumo e quindi la stessa mortalità attribuibile al fumo di quelli di alta istruzione, sarebbe intorno o superiore al 20% in molti Paesi dell’Europa Settentrionale e Orientale, mentre sarebbe inferiore al 10% nei paesi dell’Europa meridionale. Quella invece evitabile con l’eliminazione delle disuguaglianze di istruzione nel sovrappeso sarebbe invece superiore al 20% nell’area mediterranea e inferiore nell’Europa Settentrionale e Orientale (Eikemo, 2014).
Conclusioni
Per la prima volta in Italia è possibile misurare le disuguaglianze socioeconomiche nella mortalità su tutta la popolazione. Emerge una situazione caratterizzata da livelli di diseguaglianze eterogenei per area geografica e causa di morte. La povertà individuale di credenziali educative, misurata dal titolo di studio, si conferma un determinante della mortalità. Una parte rilevante di queste diseguaglianze sono contrastabili con azioni mirate ai fattori di rischio comportamentali. L’insieme di queste caratteristiche fa sì che le disuguaglianze di salute in Italia debbano essere considerate il principale determinante della variabilità della salute nella popolazione. La rimozione o il contrasto dei fattori di rischio che generano le diseguaglianze nella salute porterebbe a un sostanziale miglioramento della salute della popolazione.
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