albacete Revista Clínica de Medicina de Familia Rev Clin Med Fam 2386-8201 1699-695X Sociedad Castellano-Manchega de Medicina de Familia y Comunitaria 00004 ORIGINAL Impacto de la crisis económica sobre la percepción de la salud en la población española Impact of the financial crisis on health perception in the Spanish population Ampuero-Nuño Jesús Manuel a Martín-Fernández Jesús a b Facultad de Ciencias de la Salud. Universidad Rey Juan Carlos. Madrid (España). Universidad Rey Juan Carlos Facultad de Ciencias de la Salud Universidad Rey Juan Carlos Madrid Spain Facultad de Ciencias de la Salud. Universidad Rey Juan Carlos. Madrid (España). Universidad Rey Juan Carlos Facultad de Ciencias de la Salud Universidad Rey Juan Carlos Madrid Spain Unidad Docente Multiprofesional de Atención Familiar y Comunitaria Oeste. Gerencia Asistencial de Atención Primaria. Servicio Madrileño de Salud. Madrid (España). Unidad Docente Multiprofesional de Atención Familiar y Comunitaria Oeste Unidad Docente Multiprofesional de Atención Familiar y Comunitaria Oeste Gerencia Asistencial de Atención Primaria Servicio Madrileño de Salud Madrid España Correspondencia Unidad Docente Multiprofesional de Atención Familiar y Comunitaria Oeste. Calle Alonso Cano, nº 8. 28933 Móstoles. Madrid (España). Correo electrónico jesus.ampuero.nuno@gmail.com 06 2021 14 2 57 63 20 04 2021 06 05 2021 Este es un artículo publicado en acceso abierto bajo una licencia Creative Commons RESUMEN Objetivo:

analizar el impacto de la situación económica en la percepción del estado de salud y la capacidad explicativa de las características individuales en esta percepción.

 Método:

estudio transversal con enfoque analítico. Se extrajeron datos de la Encuesta Nacional de Salud (ENSE) publicada en 2011-2012 (crisis económica) y en 2017 (recuperación). La variable dependiente fue la percepción de la salud recogida en una escala Likert de 1 (muy bueno) a 5 (muy malo). Las variables independientes fueron: el momento de recogida (crisis/recuperación), sociodemográficas, relacionadas con el estilo de vida, relativas al estado «objetivo» de salud y relacionadas con el uso de servicios. Se construyeron modelos lineales generalizados para dar respuesta a los objetivos. Para valorar la magnitud del tamaño del efecto de las asociaciones se valoró la dispersión de las distribuciones según la relación existente entre el efecto y la desviación estándar de la media (DS).

 Resultados:

se encontró una mejoría en la percepción del estado de salud de -0,066 (intervalo de confianza [IC] 95%: entre -0,080 y -0,052) puntos en el período de recuperación. Se hallaron asociaciones de tamaño del efecto «moderado» entre una peor percepción de salud y las variables relacionadas con el estado «objetivo» de salud; y «pequeño», con las variables relacionadas con el estilo de vida poco saludable y la clase social más desfavorecida.

 Conclusión:

los períodos de crisis económica se asocian a una peor percepción del estado de salud, impactando más en aquella población perteneciente a una categoría social baja, con hábitos de vida poco saludables y especialmente en los pacientes crónicos.

 ABSTRACT Objective:

to analyse the impact of the economic situation on the perception of health status and the explanatory role of certain individual characteristics in its variability.

 Method:

cross-sectional study with an analytical approach. Data from the Spanish National Health Survey (NHS) published in 2011/12 (economic crisis) and 2017 (recovery) were used. The dependent variable was self-perceived health measured on a Likert scale from 1 (very good) to 5 (very bad). Independent variables were: the time of collection (crisis/recovery), socio-demographic, lifestyle-related, related to “objective” health status and related to service use. Generalised Linear Models were constructed to tackle the objectives. To evaluate the magnitude of the effect size of the associations, the dispersion of the distributions was assessed according to the ratio of the effect to the standard deviation of the mean (SD).

 Results:

an improvement in the self-perceived health of -0.066 (95%CI: -0.080/-0.052) points was detected for the recovery period. “Moderate” effect size associations were revealed between worse self-perceived health and variables related to “objective” health status and “small” with variables related to unhealthy lifestyle and most deprived social class.

 Conclusion:

periods of the economic crisis are associated with worse self-perceived health with a greater impact on the population belonging to a low social category, unhealthy lifestyle habits and especially on chronic patients.

 Palabras clave: Estado de salud crisis económica enfermedad crónica España clase social características de la población Keywords: Chronic disease economic crisis health status population characteristics social class Spain INTRODUCCIÓN

La definición de la salud en cada momento histórico se relaciona con las herramientas que se utilizan para la evaluación de los estados de salud, y, por ende, de los resultados de las intervenciones en salud. Tradicionalmente, dichas herramientas pretendían capturar variables «objetivas» que identificaban el estado de salud con determinadas características mensurables mediante tecnologías de laboratorio1. Desde que la Organización Mundial de la Salud (OMS) definió la salud como «el completo estado de bienestar físico, mental y social y no solo la ausencia de enfermedad o invalidez»2, han surgido multitud de maneras de cuantificarla, que incorporan la subjetividad percibida por el mismo individuo, y que de una manera más sensible se consideran aptas para revelar el concepto de «salud» dentro de una población1.

Una de estas herramientas es la percepción del estado de salud, la cual permite reflejar de manera subjetiva cómo se encuentran los individuos de una población en términos de salud3. Los resultados de esta medida constituyen un buen descriptor del estado de salud de una población, pues existe una clara asociación entre una mala percepción del mismo y una mayor probabilidad de sufrir enfermedades de carácter crónico, así como un mayor uso de los servicios sanitarios4. Por ello, ha sido de gran utilidad en estudios que pretenden analizar el impacto en la salud durante épocas de desigualdades sociales y dificultades económicas.

Numerosos estudios indican que existe una asociación entre un período de crisis económica y una percepción negativa de la salud del individuo5,6. La crisis económica viene definida por una época de inestabilidad laboral y social y sus consecuencias en el estado de salud poblacional pueden aparecer inmediatamente en el momento de la crisis o verse reflejada unos años más tarde7. La percepción negativa del estado de salud en períodos de crisis económica se ha relacionado con problemas de salud física, pero sobre todo de salud mental, siendo la depresión uno de sus mayores exponentes8. Dichos efectos perjudiciales se han visto influenciados por la manera de afrontar del individuo dicha situación adversa, encontrándose que el optimismo y la confianza social, las relaciones sociales y el bienestar físico son factores protectores frente a los mismos9.

Uno de los mayores exponentes de estas crisis económicas ha sido la conocida como Gran Recesión, la cual fue un período de recesión económica que golpeó a prácticamente todos los países europeos entre 2008 y 201310. España se vio duramente afectada no solo a nivel económico, como demostró el aumento de la tasa de desempleo, que alcanzó un 27,2% de población desempleada en 2013, sino social, con un aumento de personas en riesgo de pobreza extrema con una reducción del producto interior bruto (PIB) per cápita a nivel poblacional11. Actualmente, pese a poder afirmar que dejamos atrás la crisis en términos económicos en 2014, aún pueden sentirse claramente sus efectos a nivel social, cuando se valoran los indicadores actuales de desigualdad de renta y porcentaje de población en riesgo de pobreza o de exclusión social12.

En España se ha analizado la situación del estado de salud poblacional durante la mencionada crisis económica comparándolo con períodos anteriores5,7,8,9. El estudio de la salud resulta de interés por ser un requisito necesario, junto a otros condicionantes, para alcanzar una condición de pleno estado de bienestar tanto a nivel individual como a nivel social12.

Regidor et al. encontraron una mejora en la percepción de la salud entre la población analizada en la ENSE de 2011-2012 frente a la de 2006-2007, con una reducción del 5,7% de la prevalencia de mala percepción de la salud7. Fornell et al. vincularon las consecuencias de la crisis económica (desempleo, inseguridad laboral y pobreza) con una peor percepción de la salud7. Estos autores observaron un riesgo 1,52 veces mayor de percibir una mala salud en personas desempleadas, 1,28 veces mayor en personas con empleos temporales y 1,59 veces mayor en personas en riesgo de extrema pobreza5.

No obstante, no encontramos en la literatura mención alguna a los períodos posteriores a la crisis, ni tenemos ningún estudio que valore la esperable recuperación del estado de salud poblacional tras la salida de la crisis, y si el cambio potencial ha sido diferente en sujetos con diferentes características basales.

Este estudio pretende analizar las diferencias en la percepción del estado de salud en la población española en función de su situación económica en el período durante (2012) y posterior (2017) a la crisis económica e identificar características individuales que puedan explicar la variabilidad potencial en dicha percepción del estado de salud.

 MATERIAL Y MÉTODOS Diseño

Estudio transversal con enfoque analítico.

 Fuente de datos

La ENSE publicada en los años 2011-2012 y 2017. Estas son las dos últimas encuestas disponibles, pues se realizan con una periodicidad de cinco años.

 Participantes

En ambas muestras, la ENSE realizó un muestreo en tres fases, estratificado, en el siguiente orden: unidad censal correspondiente al padrón municipal, hogares y personas aptas para participar en la encuesta.

En cuanto a la unidad censal, en 2012 se seleccionaron 2.000 secciones censales, incluyendo en cada sección 12 viviendas. En cambio, en la ENSE 2017 se recogieron 2.500 secciones censales, incluyendo 15 viviendas dentro de cada una. Asimismo, dentro de cada hogar, se seleccionó a un adulto al que se le realizó un cuestionario de adultos (personas mayores de 15 años), y en caso de existir un menor de 15 años, se le pasó un cuestionario para menores de edad13,14.

 Variables

Variables dependientes: la variable dependiente seleccionada fue la percepción de la salud en el individuo, la cual es recogida en ambos períodos en la ENSE en una escala Likert con cinco niveles: 1 («muy bueno»), 2 («bueno»), 3 («regular»), 4 («malo») y 5 («muy malo»).

Variables independientes:

Los datos demográficos incluidos son la edad, el sexo y la región de residencia.

Las variables sociales incluidas son la nacionalidad (española/extranjera), el estado civil (casado/otros), la clase social agrupada en alta/media/baja (cada categoría incluía dos de los seis grupos de la clasificación de Domingo-Salvan et al.15) y la situación profesional.

Se incorporaron variables relacionadas con el estilo de vida, tales como el hábito de fumar (sí/no), la actividad física realizada (ninguna actividad, alguna actividad ocasional, varias veces al mes o varias veces a la semana) y el índice de masa corporal (IMC) (en cuatro categorías: peso insuficiente, normopeso, sobrepeso, obesidad).

Para valorar el estado «objetivo» de salud, se recogieron la presencia de alguna enfermedad crónica de larga duración, definida como aquella condición clínica que requiere atención por el sistema de salud y que persiste durante más de 6 meses (sí/no), restricción de la actividad habitual en las últimas semanas (sí/no) y permanencia en cama en las últimas 2 semanas (sí/no). También se incluyen la valoración de la salud mental, medida a través de la puntuación en el Cuestionario Goldberg (puntuación de 0 [mejor salud mental] a 12 [peor salud mental])16 y el apoyo social (medido en base a la escala Duke-Unk17).

Por último, se seleccionaron variables relacionadas con el uso de servicios tales como consulta a un médico o médica de familia en las 4 últimas semanas (sí/no), acceso a la consulta de alguna otra especialidad médica (sí/no), última consulta médica realizada, y la modalidad de seguro contratado (seguro privado: sí/no).

 Análisis estadístico

Las variables discretas se describieron según frecuencias y porcentajes. Las variables continuas se analizaron en función de sus medidas de tendencia central y dispersión. Las variables cualitativas se compararon mediante las pruebas de chi cuadrado y las cuantitativas mediante la t de Student o su equivalente no paramétrico en caso preciso.

Para dar respuesta al objetivo principal, se construyeron modelos lineales generalizados (GLM, generalized linear models), cuya variable dependiente fue la percepción del estado de salud. La respuesta ordinal se transformó en una variable continua, en la que el 1 representaba la mejor («muy buena») percepción de salud, y el 5, la peor («muy mala»). Las escalas tipo Likert pueden ser evaluadas con estadística paramétrica, incluso con tamaños de muestra pequeños, con varianzas desiguales y con distribuciones no normales, sin temor a llegar a conclusiones erróneas18. Las variables independientes se introducirán por grupos, sociodemográficas, sociales, relativas a los estilos de vida y relacionadas con el estado «objetivo» de salud.

Para seleccionar el mejor modelo, se estudiaron los criterios de información de Akaike, Bayes (Akaike Information Criteria [AIC], Bayes Information Criteria [BIC]) y la seudo R2 ajustada de McFadden19. Se estudió la mejora del BIC de acuerdo con las interpretaciones propuestas por Kass y Raftery20. Los errores estándar (EE) se calcularon mediante métodos robustos para prevenir la posible existencia de heterocedasticidad21.

La magnitud de las asociaciones se valorará de acuerdo con la dispersión de las distribuciones, asumiendo los hitos propuestos por Cohen para el tamaño del efecto (relación entre el efecto y la DS), siendo 0,2 pequeño, 0,5 moderado y 0,8 grande22.

 RESULTADOS

En la tabla 1 puede verse la distribución de las principales variables utilizadas para el análisis, junto a ellas se recogen el número de sujetos que respondieron a cada una de las cuestiones y las posibles diferencias existentes entre cada uno de los dos períodos. La puntación media para la percepción del estado de salud en la encuesta 2012 fue de 2,26 (IC 95%: 2,24-2,27 [DS: 0,90]) y en 2017 de 2,27 (IC 95%: 2,26-2,28 [DS: 0,92]), no hubo diferencias significativas entre ambas medidas. Entre las muestras de 2012 y 2017, hay diferencias significativas en la edad (más alta en 2017), en la actividad física, en la enfermedad crónica (algo más prevalente en 2017) y en el acceso a un seguro médico privado (también mayor en 2017).

Comparación de las características de la población de acuerdo con la Encuesta Nacional de Salud 2012 y 2017.
VARIABLES CUANTITATIVAS 2012 MEDIA (IC 95%) N 2017 MEDIA (IC 95%) N DIFERENCIA (IC 95%)
Percepción del estado de salud 2,26 (2,24-2,27) 21.007 2,27 (2,26-2,28) 23.089 -0,02(-0,03-0,01)
Edad (años) 51,6 (51,3-51,9) 21.007 53,43 (53,19-53,67) 23.089 -1,83 (-2,19 / -1,48)
Salud mental (Goldberg) 1,59 (1,55-1,63) 20.695 1,44 (1,41-1,48) 22.819 0,14 (0,09-0,2)
Apoyo social (Duke-Unk) 47,85 (47,74-47,95) 1.997 47,87 (47,78-47,97) 21.893 -0,03 (-0,17-0,11)
VARIABLES CUALITATIVAS PORCENTAJE (IC 95%) N PORCENTAJE (IC 95%) N P VALORa
PERCEPCIÓN DEL ESTADO DE SALUD
Muy buena 17,78 (17,27-18,31) 3.736 18,15 (17,66-18,65) 4.190 0,001
Buena 50,14 (49,46-50,81) 10.532 48,27 (47,63-48,91) 11.145
Regular 22,70 (22,14-23,27) 4.768 23,96 (23,41-24,51) 5.531
Mala 7,49 (7,14-7,86) 1.574 7,47 (7,13-7,81) 1.724
Muy mala 1,89 (1,71-2,08) 397 2,16 (1,98-2,36)
VARIABLES SOCIODEMOGRÁFICAS
Sexo
Hombre 45,93 (45,26-46,61) 9.649 45,89 (45,25-46,53) 10.595 0,925
Mujer 54,07 (53,39-54,74) 11.358 54,11 (53,47-54,75) 12.494
Nacionalidad
Española 93,69 (93,36-94,01) 19.682 93,73 (93,41-94,03) 21.642 0,862
Extranjera 6,31 (5,99-6,64) 1.325 6,27 (5,96-6,59) 1.447
Estado civil
Casado/a 52,26 (51,59-52,94) 10.979 53,99 (53,34-54,63) 12.465 0,001
Otros 47,74 (47,06-48,41) 10.028 46,01 (45,37-46,66) 10.624
Clase social
Clase alta 17,67 (17,16-18,19) 3.712 17,55 (17,07-18,05) 4.053 0,572
Clase media 32,23 (31,60-32,87) 6.771 32,70 (32,10-33,31) 7.551
Clase baja 50,10 (49,42-50,77) 10.524 49,74 (49,10-50,39) 11.485
Situación profesional
Asalariado/a 84,09 (83,3-74,85) 7.103 84,19 (83,43-84,92) 7.740 0,001
Empresario/a con asalariados/as 3,14 (2,79-3,53) 265 4 (3,64-4,46) 370
Empresario/a sin asalariados/as 11,93 (11,26-12,64) 1.008 11,29 (10,66-11,95) 1.038
Ayuda familiar 0,56 (0,42-0,74) 47 0,33 (0,23-0,47) 30
Miembro de cooperativa 0,16 (0,09-0,28) 14 0,12 (0,07-0,21) 11
Otros 0,12 (0,07-0,22) 10 0,05 (0,02-0,13) 5
VARIABLES RELACIONADAS CON EL ESTILO DE VIDA
Fumador/a
No 74,69 (74,10-75,28) 15.691 76,62 (76,07-77,16) 17.691 0,001
Sí 25,31 (24,72-25,90) 5.316 23,38 (22,84-23,93) 5.398
Actividad física
Ninguna 44,73 (44,06-45,41) 9.390 38,47 (37,84-39,10) 8.878 0,001
Alguna vez al mes 36,13 (35,49-36,79) 7.585 39,18 (38,55-39,81) 9.042
Alguna vez a la semana 11,06 (10,64-11,49) 2.321 11,04 (10,64-11,45) 2.547
Diariamente 8,07 (7,71-8,45) 1.695 11,32 (10,92-11,73) 2.612
IMC
Insuficiente 1,97 (1,78-2,17) 375 2,16 (1,97-2,36) 475 0,001
Normopeso 42,88 (42,17-43,58) 8.176 42,24 (41,59-42,89) 9.301
Sobrepeso 37,61 (36,92-38,3) 7.171 37,84 (37,21-38,49) 8.333
Obesidad 17,55 (17,02-18,1) 3.347 17,75 (17,26-28,27) 3.910
VARIABLES RELACIONADAS CON EL ESTADO DE SALUD
Enfermedad crónica
No 52,80 (52,13-53,48) 11.083 30,74 (30,14-31,33) 7.094 0,001
Sí 47,20 (46,52-47,87) 9.906 69,26 (68,67-69,86) 15.987
Restricción actividad últimos 12 meses
No 87,82 (87,37-88,26) 18.449 85,17 (84,71-85,62) 19.665 0,001
Sí 12,18 (11,74-12,63) 2.558 14,83 (14,38-15,29) 3.424
Permanencia en cama en las últimas 2 semanas
No 94,22(93,89-94,52) 19.789 93,55(93,23-93,86) 21.599 0,004
Sí 5,78(5,48-6,11) 1.215 6,45(6,14-6,77) 1.488
VARIABLES RELACIONADAS CON EL USO DE SERVICIOS
Consulta Atención Primaria
No 68,99 (68,36-69,61) 14.493 69,16 (68,56-69,76) 15.969 0,697
Sí 31,01 (30,39-31,64) 6.514 30,84 (30,24-31,44) 7.120
Consulta otro/a especialista
No 84,05 (83,55-84,54) 17.956 85,87 (85,42-86,32) 19.827 0,001
Sí 15,95 (15,46-16,45) 3.351 14,13 (13,68-14,58) 3.262
Seguro médico privado
No 90,50 (90,10-90,9) 19.012 89,14 (88,73-89,54) 20.582 >0,001
Sí 9,50 (9,11-9,90) 1.995 10,86 (10,46-11,27) 2.507

IC: intervalo de confianza; IMC: índice de masa corporal; N: número.

Las variables cuantitativas se muestran junto a su IC 95%. Las variables cualitativas se exponen junto a su P valor, el cual corresponde al valor de la chi cuadrado para la comparación de la distribución de las categorías en las dos encuestas.

La tabla 2 presenta los diferentes modelos lineales analizados a fin de explicar las posibles diferencias sobre la percepción de la salud entre 2012 y 2017. Como se observa, el modelo 4 es el que consigue un mejor ajuste respecto al modelo nulo, permitiendo explicar el impacto de las variables sobre la percepción de la salud. Las variables relacionadas con el estado «objetivo de salud» muestran una clara relación con la percepción del estado de salud, que se ve incrementada aún más cuando se añaden al modelo las variables relacionadas con el uso de servicios. La mejora de la percepción de la salud de 2017 con respecto a 2012 fue de un -0,066 (IC 95%: entre -0,080 y -0,052) (puntuaciones negativas indican mejoría en la escala propuesta). Se probó en sus respectivos modelos la variable situación profesional, pero no logró mejorar la capacidad explicativa del modelo.

Modelos lineales generalizados que explican la percepción de la salud.
VARIABLES INDEPENDIENTES VARIABLE DEPENDIENTE: PERCEPCIÓN DE LA SALUDa
AIC BIC R2
Modelo 1 AñoSociodemográficas (sexo, edad, nacionalidad, estado civil, clase social) 107.704,6 107.774,1 0,077
Modelo 2 AñoSociodemográficasEstilo de vida (fumador, IMC, actividad física) 97.967 98.096,3 0,160
Modelo 3 AñoSociodemográficasEstilo de vidaEstado de salud (enfermedad crónica, permanencia en cama, salud mental-Goldberg, apoyo social-Duke Unk) 81.783,1 81.945,9 0,299
Modelo 4 AñoSociodemográficasEstilo de vidaEstado de saludUso de servicios (consulta Atención Primaria, consulta con otro/a especialista, seguro médico privado) 80.489,6 80.678,1 0,310

IC: intervalo de confianza.

La variable percepción de la salud toma los valores 1-5, siendo 1 «muy buena percepción del estado de salud» y 5 «muy mala percepción del estado de salud».

Para valorar cómo afectan las diferentes variables a la percepción del estado de salud, se aceptó como mejor el modelo 4 (tabla 3). En cuanto a las variables sociodemográficas, las mujeres asociaron una peor percepción de la salud de 0,015 puntos, al igual que los nacionalizados españoles que sufrieron una reducción de esta de 0,029 puntos. En lo relativo a las clases sociales, a medida que avanzamos en las categorías de la clasificación nacional de ocupaciones (grupos sociales a priori menos favorecidos), la percepción del estado de salud es peor. Con respecto a los estilos de vida, la población fumadora expresó una peor percepción de la salud, 0,028 puntos frente a las personas no fumadoras; tener un IMC diferente al normopeso se asoció con una merma en la percepción del estado de salud, destacando las personas obesas que empeoraron 0,127 puntos; y, por último, realizar cualquier tipo de actividad física mejoró la percepción del estado de salud, recalcando que las personas que hacían ejercicio varias veces a la semana mejoraron -0,195 puntos, en contraposición a la población sedentaria.

Impacto en la percepción de la salud según las variables del modelo 4.
VARIABLES INDEPENDIENTES VARIABLE DEPENDIENTE: PERCEPCIÓN DE LA SALUD
COEFICIENTE (IC 95%) P VALOR
Año -0,066 (-0,080 / -0,052) 0,001
Sexo (mujer vs hombre) 0,015 (0,001-0,030) 0,034
Edad 0,010 (0,010-0,011) 0,001
Nacionalidad española 0,029 (0,002-0,056) 0,039
Situación civil (casado/a vs otros) 0,005 (-0,009-0,019) 0,475
Clase social
Clase media vs clase alta 0,083 (0,064-0,102) 0,001
Clase baja vs clase alta 0,143 (0,124-0,162) 0,001
Fumador 0,028 (0,012-0,044) 0,001
IMC
Peso insuficiente vs normopeso 0,087 (0,037-0,137) 0,001
Sobrepeso vs normopeso 0,026 (0,010-0,042) 0,001
Obesidad vs normopeso 0,127 (0,106-0,148) 0,001
Actividad física
Ocasional vs ninguna -0,110 (-0,126 / -0,094) 0,001
Varias veces al mes vs ninguna -0,165 (-0,187 / -0,143) 0,001
Diaria vs ninguna -0,195 (-0,219 / -0,171) 0,001
Enfermedad crónica 0,436 (0,421-0,451) 0,001
Permanencia en cama
Test Goldberg 0,081 (0,078-0,084) 0,001
Test Duke-Unk -0,005 (-0,006 / -0,004) 0,001
Visita a Atención Primaria 0,170 (0,154-0,187) 0,001
Visita a otro/a especialista 0,255 (0,233-0,278) 0,001
Seguro privado 0,050 (0,028-0,073) 0,001

IC: intervalo de confianza; IMC: índice de masa corporal.

Nota. El «no» es la referencia dentro de las variables binomiales. Función vínculo: identidad. Distribución: Gausiana AIC: 80489,62; BIC: 80678,13; seudoR2: 0,310.

En lo que respecta a las variables que hacen mención del estado «objetivo» de salud, tener una enfermedad crónica empeoró la percepción de la salud 0,436 puntos. También resulta muy relevante la asociación con una peor percepción de la salud de 0,423 puntos en quienes tuvieron que permanecer en cama las últimas 2 semanas previas a las encuestas. El comunicar una puntuación elevada en el test de Goldberg, que indica un mayor riesgo de sufrir problemas de salud mental, se asoció a un deterioro de la percepción de la salud de 0,081 puntos por cada punto que aumentaba el resultado de dicho test. También se correlacionó con una mejor percepción de la salud el tener un mejor apoyo social, cada punto obtenido en el test de Duke-Unk se asociaba con una mejora de -0,005 en la percepción del estado de salud.

Las variables que hacen referencia al «uso de servicios» demostraron que la población que acudió tanto a la consulta de Atención Primaria como a la de otra especialidad médica sentían un peor estado de salud de 0,170 y 0,255 puntos respectivamente. Finalmente, la población poseedora de un seguro privado de salud expresaba un deterioro de la percepción del estado de salud de 0,050 puntos.

 DISCUSIÓN

Parece que la percepción del estado de salud mejoró levemente entre 2012 y 2017 una vez que se ajusta por el efecto de determinadas variables confusoras. Para valorar la magnitud de dicho cambio, se valoró el tamaño del efecto de las asociaciones encontradas, comparando el tamaño de la asociación con la DS de la percepción del estado de salud (0,909). Se consideraron pequeños los cambios cuya media fue > 0,182, moderados los > 0,455 y grandes los > 0,72723.

Los dos cortes evaluados en este estudio reflejan dos momentos «económicos» claramente diferenciados. En 2012, el PIB per cápita presentó una tasa de variación interanual del -3%; en el año 2017, la economía estaba en pleno crecimiento, con un +4% de incremento del PIB interanual. Entre ambos períodos, existe una mejora de la percepción del estado de salud equivalente a -0,066 puntos en una escala que va de 1 a 5. Esta asociación se ha estudiado aislando el potencial efecto de otras variables que influyen en la percepción del estado de salud, ya que los análisis brutos no mostraban diferencias entre 2012 y 2017.

El tamaño de esta asociación puede considerarse pequeño si se compara con la DS de la distribución de la respuesta; sin embargo, la percepción del estado de salud ha demostrado necesitar un período de adaptación a los cambios derivados de las condiciones socioeconómicas, por lo que es esperable que el paso del tiempo y la mejora económica a nivel poblacional haga de este efecto un cambio más relevante8. Los resultados son congruentes con los hallazgos realizados por diversos autores que asociaron los períodos intracrisis con un empeoramiento de la percepción del estado de salud en comparación al período precrisis, tanto en España24 como en Europa25. Hay que señalar, sin embargo, que algún autor había reportado datos de una percepción del estado de salud intracrisis igual o mejor a la época precrisis, interpretando dicha asociación como una valoración positiva del estado de salud por una población conocedora de las dificultades que rodeaban la sociedad del momento26.

Las variables que se asocian con la percepción del estado de salud, una vez aislado el efecto del período, son concordantes con lo descrito en la literatura. Aquellas relacionadas con la situación «objetiva» de salud (enfermedad crónica y permanencia en cama) tienen un tamaño alrededor del umbral que hemos denominado como «moderado», situación descrita previamente en la literatura. Zavras et al. encontraron en la población griega una asociación entre la existencia de enfermedad crónica y una baja posibilidad de presentar buena o muy buena percepción del estado de salud (odds ratio: 0,18)25. Tamayo et al., que siguieron una cohorte valenciana durante 4 años, describieron cómo la percepción del estado de salud se ve claramente influenciada por la enfermedad crónica, describiendo una asociación entre ambas con una OR de 5,8 en hombres y de 5,6 en mujeres27.

Las variables relacionadas con un estilo de vida poco saludable (sedentarismo, obesidad) se asocian a una peor percepción de la salud, aunque la asociación estaría en el umbral de relevancia pequeña, según la clasificación propuesta para el tamaño del efecto. Esta asociación fue descrita por autores como Molarius et al.28, quien documentó que ser una persona fumadora se asociaba con una peor percepción del estado de salud en aquella población asalariada (OR: 1,3). Pérez Romero et al. fueron más allá y relacionaron estos hábitos poco saludables durante las épocas de crisis económica al inicio de sintomatología de trastornos mentales y al ulterior consumo de tranquilizantes8.

Por último, el desempleo, la inseguridad laboral y sobre todo una mayor pobreza han sido clásicamente asociados con una peor percepción de la salud en épocas de crisis económica5. Estos resultados son consistentes con dichas aseveraciones, mostrando una asociación entre la clase social más desfavorecida y una peor percepción del estado de salud con un tamaño del efecto cercano al umbral que consideramos pequeño. La asociación progresaba en cuanto a magnitud a medida que descendemos en las categorías de la clasificación nacional de ocupaciones. El empobrecimiento asociado a los períodos de crisis económica ha sido señalado por algunos autores como uno de los mecanismos transmisores más claros de la crisis económica sobre la salud poblacional transcurrido el tiempo12, lo cual, pese a la esperable mejora de la percepción de la salud pasado un período adaptativo, obliga a ser precavidos en cuanto a sus repercusiones en los indicadores de salud actuales a medio-largo plazo.

Dentro de las limitaciones de este estudio debemos señalar que su diseño transversal no permite establecer relaciones causales. Por otra parte, puede haber sesgos de información. La percepción del estado de salud es una variable sujeta a sesgos de deseabilidad social o al sesgo de «indulgencia». Otros sesgos de información pueden estar presentes al haberse utilizado fuentes de datos secundarias, pero debe ponerse en valor que se ha utilizado la mejor información sobre el estado de salud de la población española disponible.

Este estudio presenta diversas implicaciones. En primer lugar, muestra la importancia que tiene el estudio de la percepción del estado de salud más allá de indicadores tradicionalmente considerados como «robustos» y de cómo esta es sensible a cambios sociales y económicos. Por otra parte, nos muestra caminos para mejorar esa percepción, como la potenciación de los estilos de vida saludable. Además, se vuelve a poner de manifiesto la importancia de la situación social de partida (la clase social) en la percepción social, remarcando la necesidad de un mayor esfuerzo comunitario en el mantenimiento de la salud en aquellos grupos que tienen mayor necesidad, lo que coincide con grupos sociales menos favorecidos, aspecto a valorar a la hora de realizar intervenciones en la política sanitaria a nivel poblacional.

 CONCLUSIÓN

Los períodos de crisis económica se asocian a una peor percepción del estado de salud, siendo esta peor en la población perteneciente a una categoría social baja, en quienes poseen hábitos de vida poco saludables y especialmente en las personas con enfermedades crónicas.

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