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Revista Peruana de Medicina Experimental y Salud Publica logoLink to Revista Peruana de Medicina Experimental y Salud Publica
. 2025 Dec 12;42(4):349–360. doi: 10.17843/rpmesp.2025.424.14721
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Prostate cancer survival according to socioeconomic and tumor characteristics in Manizales, Colombia

Alexandra Giraldo-Osorio 1,2, Juan David Ladino 2, Miguel Ángel Giraldo Restrepo 2, Luisa Fernanda Vargas Dussan 2, Nelson Arias-Ortiz 1,2
PMCID: PMC12879986  PMID: 41670103

ABSTRACT

Objective.

To estimate prostate cancer survival according to socioeconomic and tumor characteristics in the municipality of Manizales, Colombia, during the 2008-2018 period, based on population-based data.

Materials and methods.

A population-based retrospective cohort study was conducted, including all incident cases of primary prostate cancer diagnosed in Manizales between 2008 and 2018, recorded in the Manizales Population-Based Cancer Registry. Overall survival was estimated using the Kaplan-Meier method, both for the total cohort and according to health insurance regimen, area of residence, socioeconomic position, age groups, histological type, essential Tumor-Node-Metastasis (TNM) classification, and risk according to Gleason score. The association between the variables of interest and survival was evaluated using Cox regression models.

Results.

The overall five-year survival was 76.5%. Significant differences in survival were identified according to the health insurance regimen, with the risk of death before five years being approximately twice as high in patients from the subsidized and non-affiliated regimen compared to those from the contributory, special, and exception regimen.

Conclusions.

Prostate cancer survival in Manizales is lower than that reported in populations with higher levels of development. Significant gaps in survival persist according to the health insurance regimen, disadvantaging the most socioeconomically vulnerable population, possibly mediated by late diagnoses due to barriers in timely access to treatment.

Keywords: cancer, prostate neoplasms, health inequities, epidemiology, survivorship

INTRODUCTION

Prostate cancer (PCa) is the second highest incidence neoplasm in men, after lung cancer, and the fifth cause of cancer death worldwide as of 2022, according to the Global Cancer Observatory 1. Likewise, in 2023, in the United States, PCa represented 29% of all diagnosed cancers in men and ranked first in incidence 1,2. According to GLOBOCAN 2022 estimates 3, 16,479 new cases were registered in Colombia, corresponding to 29.3% of all new cancer cases in men. Furthermore, PCa survival is lower in older individuals 4 and also in developing countries, where the five-year survival rate is close to 80.3%, compared to developed countries, where it approaches 100% 5.

In Colombia, multidimensional poverty has been identified as a factor that delays early PCa diagnosis, which could contribute to increased mortality 6. National studies have demonstrated that age, Gleason score, prostate-specific antigen (PSA) levels, and the presence of metastasis influence five-year survival 7,8. A population-based study conducted in Manizales during the 2003-2007 period compared the survival of different types of cancer according to health insurance regimen and evidenced that patients belonging to the subsidized regimen or without affiliation presented less favorable survival than those enrolled in the contributory, special, and exception regimens (population with payment capacity) 9. Similarly, a study conducted in 2014 in Cali, Colombia, which analyzed the survival of patients diagnosed with PCa between 1995 and 2004, reported lower survival in patients of middle and low socioeconomic status compared to those of high status 10. In other countries, such as Mexico and the United States, PCa mortality has been related to both distance to urban centers and health services as well as higher poverty rates in the areas of residence of the cases 11-13.

To date, no updated population-based studies have been identified that evaluate PCa survival in Colombian populations and the possible associated socioeconomic inequities. Therefore, the objective of this study was to estimate prostate cancer survival according to socioeconomic and tumor characteristics in the municipality of Manizales, Colombia, based on population-based data.

KEY MESSAGES

Motivation for the study. Prostate cancer is the second highest incidence neoplasm in men worldwide and the fifth cause of cancer death as of 2022. In Colombia, it represented 29.3% of all new cancer cases in men during that year.

Main findings. Overall five-year survival was 76.5%. Significant gaps were identified according to the health insurance regimen, with a disadvantage for the most socioeconomically vulnerable population.

Implications. The observed survival is lower than that reported in countries with higher levels of development. Inequalities in survival could be mediated by late diagnoses and barriers to timely access to treatment.

MATERIALS AND METHODS

Design and study population

A population-based retrospective cohort study was conducted, consisting of all cases of primary prostate cancer diagnosed in the municipality of Manizales between 2008 and 2018, captured by the Manizales Population-Based Cancer Registry. The study area corresponds to Manizales, capital of the department of Caldas, a city with approximately 459,262 inhabitants, according to population projections from the National Administrative Department of Statistics (DANE, Spanish acronym) for 2025, of whom 93.8% reside in urban areas. Manizales is located at 2,150 meters above sea level in the Andean region of Colombia and has medium and high-complexity infrastructure for cancer diagnosis and treatment, including chemotherapy and radiotherapy services.

Cases were obtained from the Manizales Population-Based Cancer Registry (RPCa-M), which is part of the National Cancer Information System of Colombia (Infocáncer) 14. This registry is indexed with the International Agency for Research on Cancer and operates under its technical and methodological guidelines 15,16. The RPCa-M actively collects information on new cases of invasive malignant neoplasms diagnosed in residents of the municipality of Manizales, in both urban and rural areas. Data come from medical records, pathology reports, imaging, clinical laboratory, endoscopies, as well as national public health surveillance systems and vital statistics. Quality control protocols are periodically applied to the data using the IARC/IACR Cancer Registries Tools and Link Plus tools 17.

Selection criteria

All incident cases with a diagnosis of primary prostate cancer between January 1, 2008, and December 31, 2018, according to the International Classification of Diseases for Oncology, third edition, first revision (topographic code C61.9), recorded in the RPCa-M database, were included. It should be noted that the registry only considers primary prostate tumors as incident, excluding metastatic tumors originating in other primary tissues. Cases identified solely by death certificate and those where it was confirmed that the patient did not reside in the jurisdiction of the municipality of Manizales at the time of diagnosis were excluded.

Event definition and case follow-up

The event of interest was death from any cause, as the specific cause of death was not available. Passive follow-up was performed by consulting administrative databases of the Colombian Government, specifically the Unique Affiliate Database (BDUA, Spanish acronym) of the Administrator of the Resources of the General Social Security System in Health (ADRES, Spanish acronym) and the electoral census, using each patient’s identification number. In cases not located by passive follow-up, active follow-up was carried out through the review of medical records in oncology care centers. The index date corresponded to the diagnostic date recorded in the RPCa-M database, and the final follow-up date was considered as the last record in the BDUA or electoral census, the date of death, or the study closing date (July 31, 2024), whichever occurred first.

Socioeconomic variables

Socioeconomic position (SEP) was determined by georeferencing the patient’s residence address at the time of diagnosis, using the Google Maps tool to identify the neighborhood (urban area) or district (rural area). Based on this information, cases were classified into low SEP (strata 1 and 2), middle SEP (strata 3 and 4), and high SEP (strata 5 and 6), according to the predominant socioeconomic stratum of the neighborhood or district according to the Housing-Household-Persons (VIHOPE) database of the National Administrative Department of Statistics (DANE). This classification corresponds to the guidelines of the DANE expert panel, which defines stratum 1 as low-low, 2 as low, 3 as middle-low, 4 as middle, 5 as middle-high, and 6 as high 18.

In Colombia, health coverage is mainly organized into two schemes: the subsidized regimen, aimed at the poor population or those without payment capacity, and the contributory, special, and exception regimens, for the population with payment capacity. The health insurance regimen (HIR) was determined from information available in the RPCa-M and consultation in the Unique Affiliate Database (BDUA), and was classified into five categories: i) special/exception, ii) contributory, iii) subsidized, iv) without affiliation, and v) without data. The area of residence (AR) was defined according to the location of the home at the time of diagnosis (urban or rural). Cases residing in rural areas (n = 40; 3.1%) were classified as belonging to low SEP, according to the predominant socioeconomic characteristics of the villages where they were registered.

Patient and tumor variables

Age at diagnosis, topography, and morphology were obtained from the RPCa-M database and defined according to the International Classification of Diseases for Oncology, third edition, first revision (ICD-O 3.1). For cases with unknown age (n = 11), the median was imputed. The Gleason score and staging were obtained from histopathology reports and medical records. For staging, the essential Tumor, Node, Metastasis (TNM) system criteria proposed by the International Agency for Research on Cancer (IARC) for population-based studies were applied 19. The Gleason score was categorized as low risk (Gleason < 7), intermediate risk (Gleason = 7), and high risk (Gleason > 7), according to the D’Amico classification 20,21.

Statistical analysis

The variables included were qualitative in nature, measured on nominal or ordinal scales, and described using absolute and relative frequencies. All incident cases (N = 1,275) were included in the descriptive analysis; for the survival analysis, cases captured solely by death certificate (DCO) were excluded, because their follow-up time is 0 days and they tend to underestimate survival 22.

Survival time was calculated as the difference between the date of incidence and the date of last contact, death, loss to follow-up, or study closure. Survival at 1, 3, and 5 years was estimated using the Kaplan-Meier method for the total cohort and according to categories of HIR, AR, SEP, age groups (< 50 years, 51-69 years, and ≥ 70 years), histology (adenocarcinoma vs. others), essential TNM, and risk according to Gleason score (low, intermediate, and high). Differences between survival functions were evaluated using the log-rank test.

Univariate and multivariate analyses were performed using Cox proportional hazards models. Model A included HIR or SEP (analyzed separately), adjusted for age, histology, essential staging, and Gleason risk classification. Model B simultaneously included HIR and SEP, in addition to adjustment variables. The proportional hazards assumption was verified using Schoenfeld residuals. Interaction terms between insurance and staging, as well as between SEP and staging, were evaluated. Due to the low number of observations in some categories, HIR was regrouped into two categories: i) contributory + special + exception (population with payment capacity) and ii) subsidized + without affiliation (poor population or without payment capacity). Age was recoded into two categories with a cutoff point at 70 years. In the multivariate models, “no data” or “unknown” categories and DCO cases were excluded. The outcome was overall 5-year survival, considering death from any cause.

Statistical analysis was performed using Stata version 16.1. Figure 1 presents the case selection flow chart.

Figure 1. Flowchart of the selection of incident prostate cancer cases (2008-2018) in the Population-based Cancer Registry of Manizales.

Figure 1

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Ethical considerations

The research was approved by the Bioethics Committee of the Universidad de Caldas through Minutes No. 003 of June 24, 2024. It was classified as a minimum-risk study and conformed to the provisions of Resolution 8430 of 1993 of the Ministry of Health of Colombia 23.

RESULTS

In Manizales, 1,275 incident cases of PCa were registered during the study period. The median age at diagnosis was 70 years and the average was 69.8 years (SD: 9.6). Regarding the health insurance regimen (HIR), 85.1% of patients belonged to the contributory regimen. The predominant socioeconomic position (SEP) was middle, with 47.0% of cases. 76.3% resided in the urban area at the time of diagnosis. 26 DCO cases (2.0%) were identified. Socio-demographic and tumor characteristics are presented in Table 1. The morphological codes registered in the RPCa-M were 8000, 8010, 8140, 8500, 8550, 8574, and 8801, all with malignant behavior. Figure 2 shows the distribution by staging at diagnosis. Staging according to HIR and SEP is presented in Figure 3, evidencing a significant association between HIR and essential TNM staging, with a higher proportion of diagnoses in limited localized stage among those affiliated with the contributory, special, and exception regimens, compared to those affiliated with the subsidized regimen and the non-affiliated (59.7% vs. 36.7%; p < 0.0001). Annex 1 presents the distribution of missing data according to event status.

Table 1. Sociodemographic and clinical characteristics of patients diagnosed with prostate cancer, according to event status. Manizales, 2008-2018.

Alive n (%) Deceased n (%) Lost to follow-up n (%) p-value*
All cases 719 (56.4) 552 (43.3) 4 (0.3)
Age
< 50 years 17 (2.4) 2 (0.4) 1 (25.0) p<0.0001
50 a 69 years 460 (64.0) 149 (27.0) 1 (25.0)
70 years and older 242 (33.6) 401 (72.6) 2 (50.0)
Health Insurance Regimen
Special/exception 29 (4.0) 17 (3.1) 0 (0.0) p<0.0001
Contributory 630 (87.6) 425 (77.0) 3 (75.0)
Subsidized 48 (6.7) 105 (19.0) 0 (0.0)
Without affiliation 4 (0.6) 1 (0.2) 0 (0.0)
No data 8 (1.1) 4 (0.7) 1 (25.0)
Socioeconomic Position
High (strata 5 and 6) 117 (16.3) 62 (11.2) 1 (25.0) p=0.050
Middle (strata 3 and 4) 333 (46.3) 265 (48.0) 1 (25.0)
Low (strata 1, 2, and rural) 111 (15.4) 105 (19.0) 0 (0.0)
No data 158 (22.0) 120 (21.8) 2 (50.0)
Area of Residence
Urban 538 (74.8) 418 (75.7) 3 (75.0) p=0.920
Rural 24 (3.3) 15 (2.7) 0 (0.0)
No data 157 (21.9) 119 (21.6) 1 (25.0)
Histology
Adenocarcinoma 652 (90.7) 386 (69.9) 4 (100.0) p<0.0001
Others** and non-specified 67 (9.3) 166 (30.1) 0 (0.0)
Essential TNM
Limited localized 486 (67.6) 236 (42.8) 3 (75.0) p<0.0001
Advanced localized 47 (6.5) 13 (2.4) 0 (0.0)
Regional metastasis 9 (1.3) 1 (0.1) 0 (0.0)
Distant metastasis 37 (5.1) 88 (15.9) 0 (0.0)
Unknown 140 (19.5) 214 (38.8) 1 (25.0)
Risk according to Gleason
High 114 (15.9) 111 (20.1) 2 (50.0) p<0.0001
Intermediate 209 (29.1) 143 (25.9) 1 (25.0)
Low 325 (45.2) 116 (21.0) 1 (25.0)
No data 71 (9.8) 182 (33.0) 0 (0.0)
Diagnosis period
2008-2012 203 (28.2) 268 (48.6) 1 (25.0) p<0.0001
2013-2018 516 (71.8) 284 (51.4) 3 (75.0)
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* Fisher’s exact test, excluding the “no data” category.

** Spindle cell sarcoma and malignant neoplasm.

Figure 2. Coverage and frequency of the essential Tumor-Node-Metastasis variable in prostate cancer cases. Manizales, 2008-2018.

Figure 2

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Figure 3. Distribution of essential Tumor-Node-Metastasis staging according to a) health insurance regime and b) socioeconomic position .

Figure 3

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Stage according to health insurance: p<0.0001. Stage according to socioeconomic position: p=0.16.

The overall five-year survival observed for the total cohort was 76.5%. Figure 4 presents the Kaplan-Meier curves according to HIR, SEP, Gleason score, and essential TNM. Table 2 shows the overall survival (OS) estimates at 1, 3, and 5 years per variable. Significant differences in 5-year OS were observed according to age, with lower survival in those over 70 years. According to HIR, the 5-year OS of patients affiliated with the subsidized regimen was 32 and 27 percentage points lower than that of those affiliated with the special/exception and contributory regimens, respectively. Regarding SEP, cases classified as low SEP presented a 5-year OS approximately 11 and 18 percentage points lower than that observed in middle and high SEP, respectively. No significant differences in OS were identified according to the area of residence. Histology was significantly associated with OS, being 30 percentage points higher in patients with adenocarcinoma compared to other non-specified histological types (81.7% vs. 50.5%). Stage IV patients presented a five-year OS between 35 and 40 percentage points lower than those in early stages. According to Gleason risk, high-risk patients had a five-year OS 17 percentage points lower than low-risk patients. No significant differences were observed by diagnostic period.

Figure 4. Kaplan-Meier functions according to study variables.

Figure 4

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Table 2. Overall prostate cancer survival according to sociodemographic and tumor characteristics. Manizales, 2008-2018.

N* Deaths Overall survival
12 months (95% CI) 36 months (95% CI) 60 months (95% CI) Log-rank**
All cases 1249 526 92.3 (90.1-93.7) 83.2% (81.0-85.1) 76.5% (74.0-78.8)
Age
< 50 years 20 2 100% (-) 94.7% (68.1-99.2) 89.5% (64.1-97.3) p<0.001
50 a 69 years 609 148 96.6% (94.8-97.7) 91.8% (89.3-93.7) 86.8% (83.9-89.3)
70 years and older 620 376 87.9% (85.1-90.2) 74.4% (70.7-77.6) 66.0% (62.1-69.6)
Health insurance
Special/exception 45 16 97.8 (85.3-99.7) 91.1 (78.0-96.6) 84.4 (70.1-92.3) p<0.001
Contributory 1040 407 93.9% (92.3-95.2) 85.5 (83.2-87.5) 79.4 (76.8-81.7)
Subsidized 146 98 78.1 (70.5-84.0) 63.0 (54.6-70.3) 52.0 (43.6-59.7)
Without affiliation 5 1 100 (-) 100 (-) 100 (-)
No data 13 4 100 (-) 91.7 (53.9-98.8) 83.3 (48.2-95.6)
Socioeconomic position
High (strata 5 and 6) 178 60 98.9 (95.6-99.7) 91.0 (85.8-94.4) 85.4 (79.3-89.8) p=0.001
Middle (strata 3 and 4) 584 250 93.7 (91.4-95.4) 84.4 (81.2-87.1) 78.6 (75.0-81.7)
Low (strata 1, 2, and rural) 214 103 87.4 (82.1-91.2) 77.6 (71.4-82.6) 67.7 (61.0-73.6)
No data 273 113 89.0 (84.6-92.2) 79.8 (74.5-84.1) 73.1 (67.4-77.9)
Area of residence
Urban 940 399 93.3 (91.5-94.7) 83.8 (81.3-86.0) 77.4 (74.6-80.0) p=0.495
Rural 39 15 92.3 (78.0-97.5) 92.3 (78.0-97.5) 79.5 (63.1-89.2)
No data 270 112 88.9 (84.4-92.1) 79.6 (74.2-83.9) 72.8 (67.1-77.7)
Histology
Adenocarcinoma 1042 386 95.2 (93.7-96.3) 88.0 (85.8-89.8) 81.7 (79.2-83.9) p<0.001
Others and non-specified 207 140 77.9 (71.6-82.9) 59.1 (52.1-65.5) 50.5 (43.5-57.0)
Essential TNM
Limited localized 725 236 96.1 (94.4-97.3) 90.3 (87.9-92.3) 85.2 (82.4-87.6) p<0.001
Advanced localized 60 13 98.3 (88.6-99.8) 93.3 (83.2-97.4) 88.3 (77.1-94.3)
Regional metastasis 10 1 100 (-) 90.0 (47.3-98.5) 90.0 (47.3-98.5)
Distant metastasis 121 84 86.0 (78.4-91.0) 65.3 (56.1-73.0) 48.7 (39.5-57.2)
No data 333 192 85.0 (80.7-88.4) 72.1 (66.9-76.6) 65.2 (59.8-70.0)
Risk according to Gleason
High 226 110 91.5 (87.0-94.5) 79.5 (73.6-84.2) 71.8 (75.4-77.2) p<0.001
Intermediate 353 143 94.1 (91.0-96.1) 87.3 (83.3-90.3) 80.2 (75.6-84.0)
Low 442 116 98.6 (97.0-99.4) 94.6 (92.0-96.3) 89.3 (86.1-91.9)
No data 228 157 78.2 (72.2-83.0) 58.5 (51.9-64.6) 50.7 (44.0-56.9)
Diagnosis period
2008-2012 458 254 92.6 (89.8-94.7) 83.0 (79.3-86.2) 76.7 (72.5-80.3) >p=0.839
2013-2018 791 272 92.2 (90.0-93.8) 83.3 (80.5-85.7) 76.4 (73.2-79.2)
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* Excludes 26 cases identified by death certificate.

** Excluding “no data” categories.

Table 3 presents the results of the multivariate analysis. A significant effect of HIR on 5-year OS was evidenced: patients affiliated with the subsidized regimen and those without affiliation —the most socially vulnerable population— presented twice the risk of dying before five years from diagnosis, compared to patients with payment capacity affiliated with the contributory, special, or exception regimens, regardless of socioeconomic position, age, histology, staging, and risk according to Gleason score. The effects observed for SEP in the bivariate analysis lost statistical significance in the multivariate model after adjustment for the other covariates.

Table 3. Cox proportional hazards models for prostate cancer survival according to health insurance and socioeconomic position. Manizales, 2008-2018.

Univariate analysis Multivariate analysis
HR (95% CI) Model A Model B
HR (95% CI) HR (95% CI)
Insurance
Contributory + Special/Excep. Ref. Ref. Ref.
Subsidized + Without affiliation 2.67 (2.14 - 3.33) 2.23 (1.60 - 3.11) 2.58 (1.77 - 3.77)
Socioeconomic level
High Ref. Ref. Ref.
Middle 1.38 (1.04 - 1.83) 1.42 (0.97 - 2.07) 1,30 (0.89 - 1.90)
Low 1.85 (1.35 - 2.55) 1.91 (1.22 - 2.96) 1.47 (0.93 - 2.32)
Age
<70 years Ref. Ref. Ref.
70 years and older 3.48 (2.87 - 4.21) 2.87 (2.24 - 3.68) 2.65 (2.01 - 3.50)
Histological subtype
Adenocarcinomas Ref. Ref. Ref.
Others and non-specified* 2.96 (2.44 - 3.60) 1.26 (0.71 - 2.20) 1.56 (0.86 - 2.83)
Stage (Essential TNM)
I - Limited localized Ref. Ref. Ref.
II - Advanced localized 0.68 (0.39 - 1.19) 0.69 (0.36 - 1.31) 0.88 (0.46 - 1.68)
III - Regional metastasis 0.23 (0.03 - 1.65) 0.25 (0.03 - 1.77) 0.47 (0.07 - 3.38)
IV - Distant metastasis 3.60 (2.80 - 4.64) 2.19 (1.61 - 2.98) 2.15 (1.51 - 3.06)
Gleason risk classification
I - Low risk Ref. Ref. Ref.
II - Medium risk 1.66 (1.30 - 2.12) 1.59 (1.19 - 2.12) 1.34 (0.98 - 1.85)
III - High risk 2.41 (1.85 - 3.12) 2.35 (1.73 - 3.19) 2.09 (1.48 - 2.95)
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* Others and non-specified included one case of spindle cell sarcoma and 232 cases with non-specified histology. Model A includes insurance or socioeconomic position (one at a time) adjusted for the other variables. Model A for insurance was adjusted based on 829 observations and yielded a Likelihood ratio (LR) = 182.68; Model A for socioeconomic level was adjusted based on 652 observations and yielded an LR = 116.84. Model B was adjusted with n = 649 (number of observations with known data for all variables included in the model) and includes insurance and socioeconomic position (simultaneously), in addition to the adjustment variables; Model B yielded an LR = 136.13. The proportionality assumption was met, except for the categories “Subsidized insurance” and “Low SEP” in Model A.

DISCUSSION

This study updates the population-based survival estimates in Manizales and evaluates the effect of socioeconomic, patient, and tumor variables on the probability of five-year survival after PCa diagnosis. Compared to populations in developed countries, the survival observed in Manizales is lower than the five-year relative survival (RS) of 97.6% reported by Siegel in the United States 24; however, it should be noted that overall survival (OS) and RS estimates are not strictly comparable due to methodological differences. Survival in Manizales is also lower than the 81.2% reported in New Zealand by Matti and Zargar-Shoshtari 25, and the 89% reported by Barceló-Obrador using data from the Mallorca Cancer Registry, Spain 26. In the Latin American context, in Mexico, Torres-Sánchez et al., for the 2012-2016 period, reported a 5-year OS of 62.0% in patients affiliated with the Seguro Popular 27, while, in Veracruz, Gutiérrez-Juárez et al. found an OS of 47.7% for the 2013-2017 period in a regional referral hospital 11.

In Colombia, survival in Manizales is lower than that reported in Cali, but higher than that registered in Bogotá. Bravo et al. analyzed the 1998-2017 period in the Cali Population-Based Cancer Registry and documented a net survival (NS) that varied according to the period: 79.9% (1998-2002), 90.2% (2003-2007), 87.5% (2008-2012), and 90.1% (2013-2017) 28. Although these estimates correspond to NS and not OS, they offer a national frame of reference. In contrast, in a hospital study in Bogotá, Campos-Guzmán reported a 5-year OS of 57.0% for the 2008-2014 period 7. Compared with the previous study in Manizales, the 5-year OS observed in this cohort shows a five percentage point improvement over the 71.1% reported by Arias-Ortiz and De Vries for 2003-2007 9.

As expected, age over 70 years was associated with an approximately twice higher risk of dying before five years after diagnosis. According to the IARC, the incidence of PCa in people over 65 years increased steadily between 1988 and 2007, and it is projected that by 2030, developing countries will have a higher age-adjusted incidence than developed countries 29. The higher risk of death in older patients is consistent with that described by Bernard et al. in the United States, who reported that diagnosis at age 75 or older constitutes a significant risk factor for PCa mortality (HR: 1.5; 95% CI: 1.4-1.6) 4, as well as with previous hospital studies in Colombia 7,8.

Regarding socioeconomic position (SEP), the bivariate analysis showed a direct association with survival, evidencing lower OS as SEP decreases. In the US population, a higher risk of PCa death has been demonstrated in men with lower educational levels and who reside in lower-income neighborhoods, even in those with high educational levels but who live in disadvantaged environments (HR: 1.4; 95% CI: 1.1-1.8) 30. Similarly, the Swedish National Cancer Registry found that patients with lower socioeconomic status were diagnosed at more advanced stages, and that all-cause mortality was significantly higher in the lowest income quartile compared to the highest income quartile (30% vs. 12%), with higher cure rates in the most favored groups (OR: 1.8; 95% CI: 1.6-1.9) 31. In Mexico, Gutiérrez-Juárez et al. reported that the higher the degree of marginalization, the higher the probability of dying before five years (HR: 2.3; 95% CI: 1.5-3.7) 11. In Costa Rica, despite having a universal health system, social inequities in cancer survival have also been documented 32. In Colombia, Restrepo et al. found higher survival in people with middle and high SEP compared to low SEP in Cali 10.

Regarding the health insurance regimen (HIR), this study confirms that belonging to the subsidized regimen or being uninsured is an independent predictor of lower survival compared to being affiliated with the contributory, special, or exception regimens. In the United States, Krimphove et al. found that African American patients with advanced PCa present a higher risk of mortality associated, among other factors, with lower private insurance coverage 33. Similarly, Myint et al. reported significant differences in five-year survival between uninsured patients or those with public insurance versus patients with private insurance (HR between 1.3 and 2.1) 34. It has also been documented that public insurance or the absence of insurance is associated with less access to PCa treatment 35. In Manizales, survival differences according to HIR could be explained, at least partially, by barriers in access to early diagnosis, given that the proportion of initial stages was lower among subsidized regimen and non-affiliated patients 9. Although Colombian legislation guarantees oncology care regardless of the type of insurance 36, the results show that inequality gaps persist and require more effective interventions.

No significant differences in survival were found according to area of residence, in agreement with the previous study in Manizales 9. This finding contrasts with what was described in Veracruz, Mexico, where rural patients presented more advanced stages at diagnosis and lower survival (HR: 1.7; 95% CI: 1.2-2.4) 11. In Manizales, this result could be explained by the low proportion of rural population (6.3%), which limits the statistical power to detect differences 37.

Regarding tumor characteristics, the frequency of limited localized stage (59.6%) was lower than the sum of stages I and II reported in the national review by Solano-Dazzarola et al.38. The survival differences by staging observed were consistent with those described in the literature 38. Likewise, the results according to the Gleason score agree with hospital studies in Colombia 7,8 and with research from Mexico 27 and Spain 26,39. The Cox models used were based on the theoretical framework of health inequities and on previous evidence regarding the effect of socioeconomic position, rurality, and health insurance on oncology survival 35,40-44.

Among the main limitations of the study is the percentage of missing data in histology, staging, and Gleason score, which could have introduced information bias, particularly due to the higher proportion of missing data among the deceased. Additionally, the use of the neighborhood’s socioeconomic stratum as a proxy variable for individual SEP could generate residual confounding. Another relevant limitation is the lack of information on treatments received. Likewise, as specific causes of death were not available, only observed survival was estimated, which limits causal interpretation; in future studies, it would be desirable to apply net survival methods 45. Information on ethnicity, educational level, and therapeutic adherence, relevant variables in PCa survival, was also unavailable.

As strengths, this is a population-based study with ten years of follow-up, supported by a registry that meets international standards, which favors the comparability of the results. Its population nature allows it to reflect real health care conditions. The low percentage of losses to follow-up (<0.5%) strengthens the validity of the estimates.

In future research, it will be key to incorporate additional variables such as PSA levels, individual indicators of socioeconomic level, detailed treatment data, therapeutic adherence, and specific causes of death. Furthermore, studies with a qualitative approach will allow for a deeper understanding of the perception of the disease, access to care, and quality of life.

In conclusion, overall PCa survival in Manizales during the 2008-2018 period remains lower than that observed in developed countries. Approximately seven to eight out of ten patients survive five years after diagnosis. Significant survival gaps persist according to the health insurance regimen, disadvantaging the socially vulnerable population, possibly mediated by late diagnoses and barriers to treatment access, independent of socioeconomic position, age, histology, staging, and risk according to Gleason score.

Acknowledgments

We thank the collaborators of the Manizales Population-Based Cancer Registry (RPCa-M) for their constant work in collecting the data used in this study.

Biographies

Nurse, PhD in Epidemiology

Medicine Student

Medicine Student

Medicine Student

Physician, PhD in Public Health

Funding.: This study was funded by the Vice-Rectory of Research and Postgraduates -VIP- of the Universidad de Caldas through the 2023 Seedbed Call and is part of the Manizales Population-Based Cancer Registry Project in agreement with the National Cancer Institute.

Supplementary material.
Available in the electronic version of the RPMESP.
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Cite as:

Giraldo-Osorio A, Ladino JD, Giraldo-Restrepo MA, Vargas-Dussan LF, Arias-Ortiz N. Prostate cancer survival according to socioeconomic and tumor characteristics in Manizales, Colombia. Rev Peru Med Exp Salud Publica. 2025;42(4):349-60. doi: 10.17843/rpmesp.2025.424.14721.

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Sobrevida al cáncer de próstata según características socioeconómicas y del tumor en Manizales, Colombia

Alexandra Giraldo-Osorio 1,2, Juan David Ladino 2, Miguel Ángel Giraldo Restrepo 2, Luisa Fernanda Vargas Dussan 2, Nelson Arias-Ortiz 1,2

RESUMEN

Objetivo.

Estimar la sobrevida del cáncer de próstata según características socioeconómicas y del tumor en el municipio de Manizales, Colombia, durante el periodo 2008-2018, a partir de datos de base poblacional.

Materiales y métodos.

Se realizó un estudio de cohorte retrospectiva de base poblacional que incluyó todos los casos incidentes de cáncer de próstata primario diagnosticados en Manizales entre 2008 y 2018, registrados en el Registro Poblacional de Cáncer de Manizales. La sobrevida global se estimó mediante el método de Kaplan-Meier, tanto para la cohorte total como según régimen de aseguramiento en salud, zona de residencia, posición socioeconómica, grupos etarios, tipo histológico, clasificación Tumor-Nódulo-Metástasis (TNM) esencial y riesgo según puntaje de Gleason. La asociación entre las variables de interés y la sobrevida se evaluó mediante modelos de regresión de Cox.

Resultados.

La sobrevida global a cinco años fue de 76,5%. Se identificaron diferencias significativas en la sobrevida según el régimen de aseguramiento en salud, observándose un riesgo de muerte antes de los cinco años aproximadamente dos veces mayor en los pacientes del régimen subsidiado y no afiliados, en comparación con los del régimen contributivo, especial y de excepción.

Conclusiones.

La sobrevida por cáncer de próstata en Manizales es inferior a la reportada en poblaciones con mayor nivel de desarrollo. Persisten brechas importantes en la sobrevida según el régimen de aseguramiento en salud, en desventaja de la población socioeconómicamente más vulnerable, posiblemente mediadas por diagnósticos tardíos debido a barreras en el acceso oportuno al tratamiento.

Palabras clave: cáncer, neoplasias de la próstata, inequidades en salud, epidemiología, supervivencia

INTRODUCCIÓN

El cáncer de próstata (CaP) es la segunda neoplasia de mayor incidencia en hombres, después del cáncer de pulmón, y la quinta causa de muerte por cáncer a nivel mundial para 2022, según el Observatorio Global del Cáncer 1. Asimismo, en 2023, en Estados Unidos, el CaP representó el 29% de todos los cánceres diagnosticados en hombres y ocupó el primer lugar en incidencia 1,2. De acuerdo con estimaciones de GLOBOCAN 2022 3, en Colombia se registraron 16 479 casos nuevos, correspondientes al 29,3% de todos los casos nuevos de cáncer en hombres. Además, la sobrevida al CaP es menor en individuos de mayor edad 4) y también en países en vías de desarrollo, donde la tasa de sobrevida a cinco años es cercana al 80,3%, en comparación con países desarrollados, donde se aproxima al 100% 5.

En Colombia, la pobreza multidimensional ha sido identificada como un factor que retrasa el diagnóstico temprano del CaP, lo cual podría contribuir al aumento de su mortalidad 6. Estudios nacionales han demostrado que la edad, el puntaje de Gleason, el nivel de antígeno prostático específico (PSA) y la presencia de metástasis influyen en la sobrevida a cinco años 7,8. Un estudio de base poblacional realizado en Manizales durante el período 2003-2007 comparó la sobrevida de diferentes tipos de cáncer según el régimen de aseguramiento en salud y evidenció que los pacientes pertenecientes al régimen subsidiado o sin afiliación presentaban una sobrevida menos favorable que aquellos adscritos a los regímenes contributivo, especial y de excepción (población con capacidad de pago) 9. De manera similar, un estudio realizado en 2014 en Cali, Colombia, que analizó la sobrevida de pacientes diagnosticados con CaP entre 1995 y 2004, reportó menor sobrevida en pacientes de estrato socioeconómico medio y bajo en comparación con los de estrato alto 10. En otros países, como México y Estados Unidos, la mortalidad por CaP se ha relacionado tanto con la distancia a los centros urbanos y a los servicios de salud como con mayores tasas de pobreza en las áreas de residencia de los casos 11-13.

Hasta el momento, no se han identificado estudios de base poblacional actualizados que evalúen la sobrevida al CaP en poblaciones colombianas y las posibles inequidades socioeconómicas asociadas. Por ello, el objetivo de este estudio fue estimar la sobrevida por cáncer de próstata según características socioeconómicas y del tumor en el municipio de Manizales, Colombia, a partir de datos de base poblacional.

MENSAJE CLAVE

Motivación para el estudio. El cáncer de próstata es la segunda neoplasia de mayor incidencia en hombres a nivel mundial y la quinta causa de muerte por cáncer para 2022. En Colombia, representó el 29,3% de todos los nuevos casos de cáncer en hombres durante ese año.

Principales hallazgos. La sobrevida global a cinco años fue del 76,5%. Se identificaron brechas significativas según el régimen de aseguramiento en salud, con desventaja para la población socioeconómicamente más vulnerable.

Implicaciones. La sobrevida observada es inferior a la reportada en países con mayor nivel de desarrollo. Las desigualdades en la sobrevida podrían estar mediadas por diagnósticos tardíos y barreras en el acceso oportuno al tratamiento.

MATERIALES Y MÉTODOS

Diseño y población de estudio

Se realizó un estudio de cohorte retrospectiva de base poblacional conformado por todos los casos de cáncer de próstata primario diagnosticados en el municipio de Manizales entre 2008 y 2018, captados por el Registro Poblacional de Cáncer de Manizales. El área de estudio corresponde a Manizales, capital del departamento de Caldas, ciudad que cuenta con aproximadamente 459 262 habitantes, según las proyecciones poblacionales del Departamento Administrativo Nacional de Estadística (DANE) para 2025, de los cuales el 93,8% reside en zona urbana. Manizales se localiza a 2 150 metros sobre el nivel del mar, en la región Andina de Colombia, y dispone de infraestructura de mediana y alta complejidad para el diagnóstico y tratamiento del cáncer, incluyendo servicios de quimioterapia y radioterapia.

Los casos se obtuvieron del Registro Poblacional de Cáncer de Manizales (RPCa-M), que hace parte del Sistema Nacional de Información en Cáncer de Colombia (Infocáncer) 14. Este registro se encuentra indexado ante la Agencia Internacional para la Investigación del Cáncer y opera bajo sus lineamientos técnicos y metodológicos 15,16. El RPCa-M recolecta de forma activa información de los casos nuevos de neoplasias malignas invasivas diagnosticadas en residentes del municipio de Manizales, tanto de la zona urbana como rural. Los datos provienen de historias clínicas, reportes de anatomía patológica, imágenes, laboratorio clínico, endoscopias, así como de los sistemas nacionales de vigilancia en salud pública y de estadísticas vitales. De manera periódica, se aplican protocolos de control de calidad de los datos mediante las herramientas IARC/IACR Cancer Registries Tools y Link Plus 17.

Criterios de selección

Se incluyeron todos los casos incidentes con diagnóstico de cáncer de próstata primario entre el 1 de enero de 2008 y el 31 de diciembre de 2018, de acuerdo con la Clasificación Internacional de Enfermedades para Oncología, tercera edición, primera revisión (código topográfico C61.9), registrados en la base de datos del RPCa-M. Cabe precisar que el registro considera como incidentes únicamente los tumores primarios de próstata, excluyéndose los tumores metastásicos originados en otros tejidos primarios. Se excluyeron los casos identificados únicamente por certificado de defunción y aquellos en los que se constató que el paciente no residía en la jurisdicción del municipio de Manizales al momento del diagnóstico.

Definición de evento y seguimiento de los casos

El evento de interés fue la muerte por cualquier causa, dado que no fue posible disponer de la causa específica de defunción. Se realizó un seguimiento pasivo mediante consulta en bases de datos administrativas del Gobierno de Colombia, específicamente la Base de Datos Única de Afiliados (BDUA) de la Administradora de los Recursos del Sistema General de Seguridad Social en Salud (ADRES) y el censo electoral, utilizando el número de identificación de cada paciente. En los casos no localizados por seguimiento pasivo, se efectuó seguimiento activo a través de la revisión de historias clínicas en los centros de atención oncológica. La fecha índice correspondió a la fecha de diagnóstico registrada en la base de datos del RPCa-M, y como fecha final del seguimiento se consideró la del último registro en la BDUA o en el censo electoral, la fecha de defunción o la fecha de cierre del estudio (31 de julio de 2024), lo que ocurriera primero.

Variables socioeconómicas

La posición socioeconómica (PSE) se determinó mediante la georreferenciación de la dirección de residencia del caso al momento del diagnóstico, utilizando la herramienta Google Maps para identificar el barrio (área urbana) o el corregimiento (área rural). Con base en esta información, los casos se clasificaron en PSE baja (estratos 1 y 2), media (estratos 3 y 4) y alta (estratos 5 y 6), según el estrato socioeconómico predominante del barrio o corregimiento de acuerdo con la base de datos de Viviendas-Hogares-Personas (VIHOPE) del Departamento Administrativo Nacional de Estadística (DANE). Esta clasificación corresponde a los lineamientos de la mesa de expertos del DANE, que define el estrato 1 como bajo-bajo, el 2 como bajo, el 3 como medio-bajo, el 4 como medio, el 5 como medio-alto y el 6 como alto 18.

En Colombia, la cobertura en salud se organiza principalmente en dos esquemas: el régimen subsidiado, dirigido a la población pobre o sin capacidad de pago, y los regímenes contributivos, especial y de excepción, para la población con capacidad de pago. El régimen de aseguramiento en salud (RAS) se determinó a partir de la información disponible en el RPCa-M y la consulta en la Base de Datos Única de Afiliados (BDUA), y se clasificó en cinco categorías: i) especial/excepción, ii) contributivo, iii) subsidiado, iv) sin afiliación y v) sin dato. La zona de residencia (ZR) se definió según la ubicación de la vivienda al momento del diagnóstico (urbana o rural). Los casos residentes en zonas rurales (n = 40; 3,1%) se clasificaron como pertenecientes a PSE baja, de acuerdo con las características socioeconómicas predominantes de las veredas donde se registraron.

Variables del paciente y del tumor

La edad al momento del diagnóstico, la topografía y la morfología se obtuvieron de la base de datos del RPCa-M y se definieron conforme a la Clasificación Internacional de Enfermedades para Oncología, tercera edición, primera revisión (CIE-O 3.1). A los casos con edad desconocida (n = 11) se les imputó la mediana. El puntaje de Gleason y la estadificación se obtuvieron de los reportes de histopatología y de las historias clínicas. Para la estadificación se aplicaron los criterios del sistema Tumor, Nódulo, Metástasis (TNM) esencial propuestos por la Agencia Internacional para la Investigación del Cáncer (IARC) para estudios de base poblacional 19. El puntaje de Gleason se categorizó como bajo riesgo (Gleason < 7), riesgo intermedio (Gleason = 7) y alto riesgo (Gleason > 7), de acuerdo con la clasificación de D’Amico 20,21.

Análisis estadístico

Las variables incluidas fueron de naturaleza cualitativa, medidas en escala nominal u ordinal, y se describieron mediante frecuencias absolutas y relativas. En el análisis descriptivo se incluyeron todos los casos incidentes (N = 1 275); para el análisis de sobrevida se excluyeron los casos captados únicamente por certificado de defunción (DCO, por sus siglas en inglés), debido a que su tiempo de seguimiento es de 0 días y tienden a subestimar la sobrevida 22.

El tiempo de sobrevida se calculó como la diferencia entre la fecha de incidencia y la fecha de último contacto, de muerte, de pérdida del seguimiento o de cierre del estudio. La sobrevida a 1, 3 y 5 años se estimó mediante el método de Kaplan-Meier para la cohorte total y de acuerdo con las categorías de RAS, ZR, PSE, grupos de edad (< 50 años, 51-69 años y ≥ 70 años), histología (adenocarcinoma vs. otros), TNM esencial y riesgo según puntaje de Gleason (bajo, intermedio y alto). Las diferencias entre las funciones de sobrevida se evaluaron mediante la prueba de rangos logarítmicos (log-rank).

Se realizaron análisis univariados y multivariados mediante modelos de riesgos proporcionales de Cox. El modelo A incluyó el RAS o la PSE (analizadas por separado), ajustado por edad, histología, estadificación esencial y clasificación de riesgo de Gleason. El modelo B incluyó simultáneamente el RAS y la PSE, además de las variables de ajuste. El supuesto de proporcionalidad de riesgos se verificó mediante los residuos de Schoenfeld. Se evaluaron términos de interacción entre aseguramiento y estadificación, así como entre PSE y estadificación. Debido al bajo número de observaciones en algunas categorías, el RAS se reagrupó en dos categorías: i) contributivo + especial + excepción (población con capacidad de pago) y ii) subsidiado + sin afiliación (población pobre o sin capacidad de pago). La edad se recodificó en dos categorías con punto de corte en 70 años. En los modelos multivariados se excluyeron las categorías “sin dato” o “desconocido” y los casos DCO. El desenlace fue la sobrevida global a 5 años, considerando la muerte por cualquier causa.

El análisis estadístico se realizó con el paquete Stata versión 16.1. En la Figura 1 se presenta el flujograma de selección de los casos.

Figura 1. Flujograma de la selección de los casos incidentes con cáncer de próstata (2008-2018) en el Registro Poblacional de Cáncer de Manizales.

Figura 1

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Consideraciones éticas

La investigación fue aprobada por el Comité de Bioética de la Universidad de Caldas mediante el Acta No. 003 del 24 de junio de 2024. Se clasificó como estudio de riesgo mínimo y se ajustó a lo establecido en la Resolución 8430 de 1993 del Ministerio de Salud de Colombia 23.

RESULTADOS

En Manizales se registraron 1 275 casos incidentes de CaP durante el período de estudio. La mediana de edad al momento del diagnóstico fue de 70 años y el promedio de 69,8 años (DE: 9,6). En relación con el régimen de aseguramiento en salud (RAS), el 85,1% de los pacientes pertenecía al régimen contributivo. La posición socioeconómica (PSE) predominante fue la media, con el 47,0% de los casos. El 76,3% residía en la zona urbana al momento del diagnóstico. Se identificaron 26 casos DCO (2,0%). Las características sociodemográficas y tumorales se presentan en la Tabla 1. Los códigos morfológicos registrados en el RPCa-M fueron 8000, 8010, 8140, 8500, 8550, 8574 y 8801, todos con comportamiento maligno. La Figura 2 muestra la distribución por estadificación al diagnóstico. La estadificación según RAS y PSE se presenta en la Figura 3, evidenciando una asociación significativa entre el RAS y la estadificación TNM esencial, con mayor proporción de diagnósticos en estadio localizado limitado entre afiliados a los regímenes contributivo, especial y de excepción, en comparación con los afiliados al régimen subsidiado y no afiliados (59,7% vs. 36,7%; p<0,0001). En el anexo 1 se presenta la distribución de los datos perdidos según el estado del evento.

Tabla 1. Características sociodemográficas y clínicas de los pacientes con diagnóstico de cáncer de próstata, según estatus de evento. Manizales, 2008-2018.

Vivos n (%) Fallecidos n (%) Perdidos n (%) p-valor*
Todos los casos 719 (56,4) 552 (43,3) 4 (0,3)
Edad
< 50 años 17 (2,4) 2 (0,4) 1 (25,0) p<0,0001
50 a 69 años 460 (64,0) 149 (27,0) 1 (25,0)
70 y más años 242 (33,6) 401 (72,6) 2 (50,0)
Régimen de Aseguramiento en Salud
Especial/excepción 29 (4,0) 17 (3,1) 0 (0,0) p<0,0001
Contributivo 630 (87,6) 425 (77,0) 3 (75,0)
Subsidiado 48 (6,7) 105 (19,0) 0 (0,0)
Sin afiliación 4 (0,6) 1 (0,2) 0 (0,0)
Sin dato 8 (1,1) 4 (0,7) 1 (25,0)
Posición Socioeconómica
Alto (estratos 5 y 6) 117 (16,3) 62 (11,2) 1 (25,0) p=0,050
Medio (estratos 3 y 4) 333 (46,3) 265 (48,0) 1 (25,0)
Bajo (estrato 1, 2 y rural) 111 (15,4) 105 (19,0) 0 (0,0)
Sin dato 158 (22,0) 120 (21,8) 2 (50,0)
Zona de Residencia
Urbana 538 (74,8) 418 (75,7) 3 (75,0) p=0,920
Rural 24 (3,3) 15 (2,7) 0 (0,0)
Sin dato 157 (21,9) 119 (21,6) 1 (25,0)
Histología
Adenocarcinoma 652 (90,7) 386 (69,9) 4 (100,0) p<0,0001
Otros** y no especificados 67 (9,3) 166 (30,1) 0 (0,0)
TNM esencial
Localizado limitado 486 (67,6) 236 (42,8) 3 (75,0) p<0,0001
Localizado avanzado 47 (6,5) 13 (2,4) 0 (0,0)
Metástasis regionales 9 (1,3) 1 (0,1) 0 (0,0)
Metástasis a distancia 37 (5,1) 88 (15,9) 0 (0,0)
Desconocido 140 (19,5) 214 (38,8) 1 (25,0)
Riesgo según Gleason
Alto 114 (15,9) 111 (20,1) 2 (50,0) p<0,0001
Intermedio 209 (29,1) 143 (25,9) 1 (25,0)
Bajo 325 (45,2) 116 (21,0) 1 (25,0)
Sin dato 71 (9,8) 182 (33,0) 0 (0,0)
Periodo de diagnóstico
2008-2012 203 (28,2) 268 (48,6) 1 (25,0) p<0,0001
2013-2018 516 (71,8) 284 (51,4) 3 (75,0)
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* Prueba exacta de Fisher, excluyendo la categoría "sin dato".

**Sarcoma de células fusiformes y neoplasia maligna

Figura 2. Cobertura y frecuencia de la variable Tumor-Nódulo-Metástasis esencial de los casos de cáncer de próstata. Manizales, 2008-2018.

Figura 2

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Figura 3. Distribución de la estadificación Tumor-Nódulo-Metástasis esencial según a) régimen de aseguramiento en salud y b) según posi-ción socioeconómica.

Figura 3

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Estadio según aseguramiento en salud: p<0,0001. Estadio según posición socioe-conómica: p=0,16.

La sobrevida global observada a cinco años para el total de la cohorte fue del 76,5%. En la Figura 4 se presentan las curvas de Kaplan-Meier según RAS, PSE, puntaje de Gleason y TNM esencial. En la Tabla 2 se muestran las estimaciones de sobrevida global (SG) a 1, 3 y 5 años por variable. Se observaron diferencias significativas en la SG a cinco años según la edad, con menor sobrevida en los mayores de 70 años. Según el RAS, la SG a cinco años de los pacientes afiliados al régimen subsidiado fue 32 y 27 puntos porcentuales menor que la de los afiliados a los regímenes especial/excepción y contributivo, respectivamente. En cuanto a la PSE, los casos clasificados como PSE baja presentaron una SG a cinco años aproximadamente 11 y 18 puntos porcentuales menor que la observada en la PSE media y alta, respectivamente. No se identificaron diferencias significativas en la SG según la zona de residencia. La histología se asoció de manera significativa con la SG, siendo 30 puntos porcentuales mayor en los pacientes con adenocarcinoma frente a otros tipos histológicos no especificados (81,7% vs. 50,5%). Los pacientes en estadio IV presentaron una SG a cinco años entre 35 y 40 puntos porcentuales inferior a la de aquellos en estadios tempranos. Según el riesgo por Gleason, los pacientes de alto riesgo tuvieron una SG a cinco años 17 puntos porcentuales menor que los de bajo riesgo. No se observaron diferencias significativas por período de diagnóstico.

Figura 4. Funciones de Kaplan-Meier según variables del estudio.

Figura 4

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Tabla 2. Sobrevida global al cáncer de próstata según características sociodemográficas y del tumor. Manizales, 2008-2018.

N* Muertes Sobrevida global
12 meses (IC95%) 36 meses (IC95%) 60 meses (IC95%) Log-rank **
Todos los casos 1249 526 92,3 (90,1-93,7) 83,2% (81,0-85,1) 76,5% (74,0-78,8)
Edad
< 50 años 20 2 100% (-) 94,7% (68,1-99,2) 89,5% (64,1-97,3) p<0,001
50 a 69 años 609 148 96,6% (94,8-97,7) 91,8% (89,3-93,7) 86,8% (83,9-89,3)
70 y más años 620 376 87,9% (85,1-90,2) 74,4% (70,7-77,6) 66,0% (62,1-69,6)
Aseguramiento en salud
Especial/excepción 45 16 97,8 (85,3-99,7) 91,1 (78,0-96,6) 84,4 (70,1-92,3) p<0,001
Contributivo 1040 407 93,9% (92,3-95,2) 85,5 (83,2-87,5) 79,4 (76,8-81,7)
Subsidiado 146 98 78,1 (70,5-84,0) 63,0 (54,6-70,3) 52,0 (43,6-59,7)
Sin afiliación 5 1 100 (-) 100 (-) 100 (-)
Sin dato 13 4 100 (-) 91,7 (53,9-98,8) 83,3 (48,2-95,6)
Posición socioeconómica
Alto (estratos 5 y 6) 178 60 98,9 (95,6-99,7) 91,0 (85,8-94,4) 85,4 (79,3-89,8) p=0,001
Medio (estratos 3 y 4) 584 250 93,7 (91,4-95,4) 84,4 (81,2-87,1) 78,6 (75,0-81,7)
Bajo (estrato 1, 2 y rural) 214 103 87,4 (82,1-91,2) 77,6 (71,4-82,6) 67,7 (61,0-73,6)
Sin dato 273 113 89,0 (84,6-92,2) 79,8 (74,5-84,1) 73,1 (67,4-77,9)
Zona de residencia
Urbana 940 399 93,3 (91,5-94,7) 83,8 (81,3-86,0) 77,4 (74,6-80,0) p=0,495
Rural 39 15 92,3 (78,0-97,5) 92,3 (78,0-97,5) 79,5 (63,1-89,2)
Sin dato 270 112 88,9 (84,4-92,1) 79,6 (74,2-83,9) 72,8 (67,1-77,7)
Histología
Adenocarcinoma 1042 386 95,2 (93,7-96,3) 88,0 (85,8-89,8) 81,7 (79,2-83,9) p<0,001
Otros y no especificados 207 140 77,9 (71,6-82,9) 59,1 (52,1-65,5) 50,5 (43,5-57,0)
TNM esencial
Localizado limitado 725 236 96,1 (94,4-97,3) 90,3 (87,9-92,3) 85,2 (82,4-87,6) p<0,001
Localizado avanzado 60 13 98,3 (88,6-99,8) 93,3 (83,2-97,4) 88,3 (77,1-94,3)
Metástasis regionales 10 1 100 (-) 90,0 (47,3-98,5) 90,0 (47,3-98,5)
Metástasis a distancia 121 84 86,0 (78,4-91,0) 65,3 (56,1-73,0) 48,7 (39,5-57,2)
Sin dato 333 192 85,0 (80,7-88,4) 72,1 (66,9-76,6) 65,2 (59,8-70,0)
Riesgo según Gleason
Alto 226 110 91,5 (87,0-94,5) 79,5 (73,6-84,2) 71,8 (75,4-77,2) p<0,001
Intermedio 353 143 94,1 (91,0-96,1) 87,3 (83,3-90-3) 80,2 (75,6-84,0)
Bajo 442 116 98,6 (97,0-99,4) 94,6 (92,0-96,3) 89,3 (86,1-91,9)
Sin dato 228 157 78,2 (72,2-83,0) 58,5 (51,9-64,6) 50,7 (44,0-56,9)
Periodo de diagnóstico
2008-2012 458 254 92,6 (89,8-94,7) 83,0 (79,3-86,2) 76,7 (72,5-80,3) p=0,839
2013-2018 791 272 92,2 (90,0-93,8) 83,3 (80,5-85,7) 76,4 (73,2-79,2)
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* Se excluyen 26 casos por certificado de defunción.

** Excluyendo las categorías “sin dato”.

En la Tabla 3 se presentan los resultados del análisis multivariado. Se evidenció un efecto significativo del RAS sobre la SG a cinco años: los pacientes afiliados al régimen subsidiado y aquellos sin afiliación -población socialmente más vulnerable- presentaron el doble de riesgo de morir antes de los cinco años del diagnóstico, en comparación con los pacientes con capacidad de pago afiliados a los regímenes contributivo, especial o de excepción, independientemente de la posición socioeconómica, la edad, la histología, la estadificación y el riesgo según el puntaje de Gleason. Los efectos observados para la PSE en el análisis bivariado perdieron significancia estadística en el modelo multivariado tras el ajuste por las demás covariables.

Tabla 3. Modelos de riesgos proporcionales de Cox para la sobrevida al cáncer de próstata según aseguramiento en salud y posición socioeconómica. Manizales, 2008-2018.

  Análisis univariado Análisis multivariado
HR (IC 95%) Modelo A Modelo B
HR (IC 95%) HR (IC 95%)
Aseguramiento
Contributivo+Esp./Excep. Ref. Ref. Ref.
Subsidiado + Sin afiliación 2,67 (2,14 - 3,33) 2,23 (1,60 - 3,11) 2,58 (1,77 - 3,77)
Nivel socioeconómico
Alto Ref. Ref. Ref.
Medio 1,38 (1,04 - 1,83) 1,42 (0,97 - 2,07) 1,30 (0,89 - 1,90)
Bajo 1,85 (1,35 - 2,55) 1,91 (1,22 - 2,96) 1,47 (0,93 - 2,32)
Edad
<70 años Ref. Ref. Ref.
70 y más años 3,48 (2,87 - 4,21) 2,87 (2,24 - 3,68) 2,65 (2,01 - 3,50)
Subtipo histológico
Adenocarcinomas Ref. Ref. Ref.
Otros y no especificados* 2,96 (2,44 - 3,60) 1,26 (0,71 - 2,20) 1,56 (0,86 - 2,83)
Estadio (TNM esencial)
I - Localizado limitado Ref. Ref. Ref.
II - Localizado avanzado 0,68 (0,39 - 1,19) 0,69 (0,36 - 1,31) 0,88 (0,46 - 1,68)
III - Metástasis regionales 0,23 (0,03 - 1,65) 0,25 (0,03 - 1,77) 0,47 (0,07 - 3,38)
IV - Metástasis a distancia 3,60 (2,80 - 4,64) 2,19 (1,61 - 2,98) 2,15 (1,51 - 3,06)
Clasificación de riesgo de Gleason
I - Riesgo bajo Ref. Ref. Ref.
II - Riesgo medio 1,66 (1,30 - 2,12) 1,59 (1,19 - 2,12) 1,34 (0,98 - 1,85)
III - Riesgo alto 2,41 (1,85 - 3,12) 2,35 (1,73 - 3,19) 2,09 (1,48 - 2,95)
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*Otros y no especificados incluyó un caso de sarcoma de células fusiformes y 232 casos con histología no especificada. El modelo A incluye aseguramiento o posición socioeconómica (uno a la vez) ajustado por las demás variables. El modelo A para aseguramiento se ajustó con base en 829 observaciones y arrojó una razón de verosimilitud (Likelihood ratio - LR) = 182,68; el modelo A para nivel socioeconómico se ajustó con base en 652 observaciones y arrojó una LR=116,84. El modelo B se ajustó con un n=649 (número de observaciones con dato conocido para todas las variables incluidas en el modelo), e incluye aseguramiento y posición socioeconómica (simultáneamente), además de las variables de ajuste; el modelo B arrojó una LR=136,13. Se cumplió el supuesto de proporcionalidad, excepto para las categorías “Aseguramiento subsidiado” y “PSE bajo” en el modelo A.

DISCUSIÓN

Este estudio actualiza las estimaciones de sobrevida de base poblacional en Manizales y evalúa el efecto de variables socioeconómicas, del paciente y del tumor sobre la probabilidad de sobrevida a cinco años posterior al diagnóstico de CaP. En comparación con poblaciones de países desarrollados, la sobrevida observada en Manizales es inferior a la sobrevida relativa (SR) a cinco años de 97,6% reportada por Siegel en Estados Unidos 24; no obstante, debe precisarse que las estimaciones de sobrevida global (SG) y SR no son estrictamente comparables debido a las diferencias metodológicas. La sobrevida en Manizales también es inferior al 81,2% reportado en Nueva Zelanda por Matti y Zargar-Shoshtari 25, y al 89% informado por Barceló-Obrador a partir de datos del Registro del Cáncer de Mallorca, España 26. En el contexto latinoamericano, en México, Torres-Sánchez et al., para el período 2012-2016, reportaron una SG a cinco años de 62,0% en pacientes afiliados al Seguro Popular 27, mientras que, en Veracruz, Gutiérrez-Juárez et al. hallaron una SG de 47,7% para el período 2013-2017 en un hospital de referencia regional 11.

En Colombia, la sobrevida en Manizales es inferior a la reportada en Cali, pero superior a la registrada en Bogotá. Bravo et al. analizaron el período 1998-2017 en el Registro Poblacional de Cáncer de Cali y documentaron una sobrevida neta (SN) variable según el período: 79,9% (1998-2002), 90,2% (2003-2007), 87,5% (2008-2012) y 90,1% (2013-2017) 28. Aunque estas estimaciones corresponden a SN y no a SG, ofrecen un marco de referencia nacional. En contraste, en un estudio hospitalario en Bogotá, Campos-Guzmán reportó una SG a cinco años de 57,0% para el período 2008-2014 7. Comparada con el estudio previo en Manizales, la SG a cinco años observada en esta cohorte muestra una mejora de cinco puntos porcentuales frente al 71,1% reportado por Arias-Ortiz y De Vries para 2003-2007 9.

Como era esperable, la edad mayor de 70 años se asoció con un riesgo aproximadamente dos veces mayor de morir antes de los cinco años posteriores al diagnóstico. De acuerdo con la IARC, la incidencia de CaP en personas mayores de 65 años aumentó sostenidamente entre 1988 y 2007, y se proyecta que hacia 2030 los países en vía de desarrollo tendrán una incidencia ajustada por edad mayor que los países desarrollados 29. El mayor riesgo de muerte en pacientes de mayor edad es consistente con lo descrito por Bernard et al. en Estados Unidos, quienes reportaron que el diagnóstico a los 75 años o más constituye un factor de riesgo significativo para mortalidad por CaP (HR: 1,5; IC 95%: 1,4-1,6) 4, así como con estudios hospitalarios previos en Colombia 7,8.

En cuanto a la posición socioeconómica (PSE), el análisis bivariado mostró una asociación directa con la sobrevida, evidenciando menor SG a medida que disminuye la PSE. En población estadounidense se ha demostrado mayor riesgo de muerte por CaP en hombres con menor nivel educativo y que residen en barrios de menores ingresos, incluso en aquellos con alto nivel educativo pero que viven en entornos desfavorecidos (HR: 1,4; IC 95%: 1,1-1,8) 30. De manera similar, el Registro Nacional de Cáncer de Suecia encontró que los pacientes con menor estatus socioeconómico eran diagnosticados en estadios más avanzados, y que la mortalidad por todas las causas fue significativamente mayor en el cuartil de menores ingresos en comparación con el de mayores ingresos (30% vs. 12%), con mayores tasas de curación en los grupos más favorecidos (OR: 1,8; IC 95%: 1,6-1,9) 31. En México, Gutiérrez-Juárez et al. reportaron que a mayor grado de marginalidad existía mayor probabilidad de morir antes de cinco años (HR: 2,3; IC 95%: 1,5-3,7) 11. En Costa Rica, pese a contar con un sistema de salud universal, también se han documentado inequidades sociales en la sobrevida al cáncer 32. En Colombia, Restrepo et al. hallaron mayor sobrevida en personas con PSE media y alta frente a PSE baja en Cali 10.

Respecto al régimen de aseguramiento en salud (RAS), este estudio confirma que pertenecer al régimen subsidiado o no estar afiliado es un predictor independiente de menor sobrevida en comparación con estar afiliado a los regímenes contributivo, especial o de excepción. En Estados Unidos, Krimphove et al. encontraron que los pacientes afroamericanos con CaP avanzado presentan mayor riesgo de mortalidad asociado, entre otros factores, a una menor cobertura por seguros privados 33. De igual forma, Myint et al. reportaron diferencias significativas en la sobrevida a cinco años entre pacientes sin seguro o con seguros públicos frente a pacientes con seguro privado (HR entre 1,3 y 2,1) 34. También se ha documentado que el aseguramiento público o la ausencia de seguro se asocian con menor acceso al tratamiento del CaP 35. En Manizales, las diferencias de sobrevida según RAS podrían explicarse, al menos parcialmente, por barreras en el acceso al diagnóstico temprano, dado que la proporción de estadios iniciales fue menor entre pacientes del régimen subsidiado y no afiliados 9. A pesar de que la legislación colombiana garantiza la atención oncológica independientemente del tipo de aseguramiento 36, los resultados evidencian que persisten brechas de inequidad que requieren intervenciones más efectivas.

No se encontraron diferencias significativas en la sobrevida según zona de residencia, en concordancia con el estudio previo de Manizales 9. Este hallazgo contrasta con lo descrito en Veracruz, México, donde los pacientes rurales presentaron estadios más avanzados al diagnóstico y menor sobrevida (HR: 1,7; IC 95%: 1,2-2,4) 11. En Manizales, este resultado podría explicarse por la baja proporción de población rural (6,3%), lo que limita la potencia estadística para detectar diferencias 37.

En relación con las características tumorales, la frecuencia de estadio localizado limitado (59,6%) fue inferior a la suma de los estadios I y II reportados en la revisión nacional de Solano-Dazzarola et al. 38. Las diferencias de sobrevida por estadificación observadas fueron consistentes con lo descrito en la literatura 38. Asimismo, los resultados según el puntaje de Gleason concuerdan con estudios hospitalarios en Colombia 7,8) y con investigaciones de México 27 y España 26,39.

Los modelos de Cox utilizados se fundamentaron en el marco teórico de las inequidades en salud y en evidencia previa sobre el efecto de la posición socioeconómica, la ruralidad y el aseguramiento en salud sobre la sobrevida oncológica (35,40-44.

Entre las principales limitaciones del estudio se encuentra el porcentaje de datos faltantes en histología, estadificación y puntaje de Gleason, lo cual pudo haber introducido sesgo de información, particularmente por la mayor proporción de datos perdidos entre los fallecidos. Adicionalmente, el uso del estrato socioeconómico del barrio como variable sustituta de la PSE individual podría generar confusión residual. Otra limitación relevante es la ausencia de información sobre tratamientos recibidos. Asimismo, al no disponerse de causas específicas de muerte, se estimó únicamente la sobrevida observada, lo que limita la interpretación causal; en futuros estudios sería deseable aplicar métodos de sobrevida neta 45. Tampoco se contó con información sobre etnicidad, nivel educativo ni adherencia terapéutica, variables relevantes en la sobrevida al CaP.

Como fortalezas, este es un estudio de base poblacional con diez años de seguimiento, sustentado en un registro que cumple estándares internacionales, lo que favorece la comparabilidad de los resultados. Su naturaleza poblacional permite reflejar condiciones reales de la atención en salud. El bajo porcentaje de pérdidas en el seguimiento (<0,5%) fortalece la validez de las estimaciones.

En futuras investigaciones será clave incorporar variables adicionales como niveles de PSA, indicadores individuales de nivel socioeconómico, datos detallados de tratamiento, adherencia terapéutica y causas específicas de muerte. Además, estudios con enfoque cualitativo permitirán profundizar en la percepción de la enfermedad, el acceso a la atención y la calidad de vida.

En conclusión, la sobrevida global al CaP en Manizales durante el período 2008-2018 continúa siendo inferior a la observada en países desarrollados. Aproximadamente entre siete y ocho de cada diez pacientes sobreviven cinco años después del diagnóstico. Persisten brechas significativas de sobrevida según el régimen de aseguramiento en salud, en desventaja de la población socialmente vulnerable, posiblemente mediadas por diagnósticos tardíos y barreras de acceso al tratamiento, independientemente de la posición socioeconómica, la edad, la histología, la estadificación y el riesgo según el puntaje de Gleason.

Agradecimientos

Agradecemos a las colaboradoras del Registro Poblacional del Cáncer de Manizales (RPCa-M) por su constante labor para la recolección de los datos usados en este estudio.

Biographies

Enfermera, Doctora en Epidemiología

Estudiante de Medicina

Estudiante de Medicina

Estudiante de Medicina

Médico, Doctor en Salud Pública

Financiamiento.: Este estudio fue financiado por la Vicerrectoría de Investigaciones y Posgrados -VIP- de la Universidad de Caldas mediante Convocatoria de Semilleros 2023 y se enmarca en el Proyecto Registro Poblacional de Cáncer de Manizales en convenio con el Instituto Nacional de Cancerología.

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Citar como: Giraldo-Osorio A, Ladino JD, Giraldo-Restrepo MA, Vargas-Dussan LF, Arias-Ortiz N. Sobrevida al cáncer de próstata según características socioeconómicas y del tumor en Manizales, Colombia. Rev Peru Med Exp Salud Publica. 2025;42(4):349-60. doi: 10.17843/rpmesp.2025.424.14721.

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