ORIGINALES

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Efecto de la edad, el sexo y la experiencia de los conductores

de 18 a 24 años sobre el riesgo de provocar colisiones

entre turismos

José Juan Jiménez-Moleón^a / Pablo Lardelli-Claret^a / Juan de Dios Luna-del-Castillo^b / Miguel García-Martín^a /
Aurora Bueno-Cavanillas^a / Ramón Gálvez-Vargas^a
aDepartamento de Medicina Preventiva y Salud Pública. Universidad de Granada. Granada.
^bDepartamento de Estadística e Investigación Operativa. Universidad de Granada. Granada. España.

Correspondencia: Pablo Lardelli-Claret. Departamento de Medicina Preventiva y Salud Pública. Facultad de Farmacia.
Campus de Cartuja, s/n. 18071 Granada. España.
Correo electrónico: lardelli@urg.es

Este estudio ha sido parcialmente financiado por una beca del Fondo de Investigaciones Sanitarias (PI02/0707)

Recibido: 27 de mayo de 2003.
Aceptado: 15 de febrero de 2004.

(The effect of age, sex, and experience on the risk of causing a car collision in drivers aged 18-24 years old)

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Introducción

Los conductores más jóvenes presentan un elevado riesgo de sufrir accidentes de tráfico (AT) por unidad de exposición^1-6. Indudablemente, una de las razones que puede justificar este hecho es la inexperiencia en la conducción, un factor clásicamente asociado con un mayor riesgo de sufrir o provocar un AT, especialmente entre los conductores noveles^1,7-11. Sin embargo, no son demasiados los estudios enfocados a diferenciar, entre los conductores de menor edad, el efecto independiente de juventud (como marcador de la adopción de conductas que entrañan un mayor riesgo de AT)¹² e inexperiencia, quizá por la dificultad para separar 2 factores tan estrechamente enlazados: podría decirse que, por definición, los conductores más jóvenes son forzosamente los más inexpertos. Por lo demás, los estudios realizados con este propósito no han obtenido siempre resultados consistentes: mientras algunos de ellos resaltan la importancia del efecto de la juventud^13-15, otros destacan la inexperiencia como el factor determinante del exceso de riesgo de los conductores más jóvenes^3,9,16,17. Es posible que parte de estas inconsistencias se deban a la aplicación de diferentes aproximaciones metodológicas. En cualquier caso, la necesidad de diferenciar el efecto de juventud e inexperiencia es muy importante, de cara, entre otras razones, a mejorar el diseño y las características de los sistemas de obtención del permiso de conducir.

En relación con el sexo, diversos autores identifican, entre los conductores jóvenes, un exceso de riesgo de AT en los varones respecto a las mujeres, especialmente acentuado para los accidentes más graves^1-3,6,11,13. No obstante, algunos autores han observado que, entre los conductores de menor edad, las diferencias tienden a desaparecer, e incluso pueden llegar a invertirse^3-5,17,18. En relación con la inexperiencia, son escasos los estudios que han valorado la diferencias existentes en su efecto sobre la accidentalidad entre ambos sexos^11,13,17. No obstante, es plausible pensar que estas diferencias puedan producirse, teniendo en cuenta que el sexo puede estar asociado, además de con el riesgo de sufrir un AT, con la intensidad de la exposición (horas o kilómetros de conducción)^5,17 - sin duda el principal determinante de la experiencia- y la rapidez en la adquisición de madurez mental (que se admite superior en las adolescentes)³.

Creemos que todas las consideraciones anteriores, unidas al hecho de que en España, donde la investigación de la epidemiología de los AT es tan escasa¹⁹, aún no se han realizado estudios que valoren el efecto de las variables antes mencionadas sobre el riesgo de sufrir un AT por parte de los conductores más jóvenes, justifican sobradamente la necesidad de realizar el presente estudio, cuyo objetivo es delimitar (entre 1990 y 1999) el efecto independiente de la edad, el sexo y la inexperiencia sobre el riesgo que presentan los conductores de 18 a 24 años de participar activamente en una colisión entre turismos en España.

Métodos

Se ha realizado un estudio retrospectivo de casos y controles emparejados, siguiendo un planteamiento similar al propuesto en 1991 por Perneger y Smith²⁰. Este diseño ha sido ya empleado por nuestro grupo de investigación en estudios precedentes^21,22, donde se describe con más detalle la metodología aplicada, que resumimos a continuación. El estudio se basa en reanalizar parte de la información contenida en el registro de AT con víctimas, dependiente de la Dirección General de Tráfico (DGT). Este registro contiene la información que la policía recoge en los boletines estadísticos de accidente, un documento que se cumplimenta en la escena del accidente para todos los AT con víctimas ocurridos en el territorio español. Dicho boletín recoge los datos sobre las características del AT, los vehículos implicados y las personas involucradas en él. Una de las variables consignadas es la comisión o no de alguna infracción por parte de cada uno de los conductores implicados en el AT (anexo 1). A partir de la citada base de datos se seleccionaron, para el período comprendido entre 1990 y 1999, las 143.477 colisiones entre 2 o más turismos (vehículos de hasta 9 plazas) en las que sólo uno de los conductores implicados hubiera cometido alguna infracción (excluidas las cometidas sobre la velocidad). Los conductores infractores constituyeron el grupo de casos; los conductores no infractores fueron sus correspondientes controles, emparejados por colisión. El planteamiento de este diseño se basa en considerar que los conductores infractores (casos) están activamente implicados en la colisión y, por tanto, tienen una elevada probabilidad de ser los responsables. La situación opuesta se asume para los conductores no infractores (controles). Estos últimos podrían considerarse, de acuerdo con los métodos de exposición cuasi inducida²³, una muestra representativa de la población de conductores circulantes en las condiciones ambientales en las que ocurre el accidente. Por su parte, el emparejamiento por colisión permite controlar el efecto confusor de las principales variables ambientales.

Todas las variables del estudio se obtuvieron a partir de la información contenida en el registro de la DGT. Dado que nuestro interés se focalizaba en los conductores más jóvenes, la información se categorizó en la siguiente forma: sexo (varones, mujeres), edad (18, 19, 20, 21, 22, 23, 24, > 24 años) y años de antigüedad del permiso de conducir (AAP), calculados como la diferencia entre el año de calendario en que ocurrió el AT y el año de calendario en que el conductor obtuvo su permiso de conducir (0, 1, 2, 3, 4, 5, 6, 7, > 7). También se consideraron las siguientes variables, como posibles factores de confusión de la relación entre la edad, el sexo y los AAP con el riesgo de verse activamente involucrado en una colisión (entre paréntesis se indican las categorías en que se estratificó cada una): condiciones psicofísicas (aparentemente normal, bajo la influencia del alcohol sin prueba de alcoholemia, bajo la influencia del alcohol con prueba de alcoholemia positiva, bajo la influencia de drogas, enfermedad súbita, sueño o sopor, preocupado, otros/desconocido), infracciones administrativas (ninguna, carecer del permiso de conducción adecuado, no tener efectuada la inspección técnica reglamentaria del vehículo, otras), infracciones relacionadas con la velocidad (ninguna, velocidad inadecuada para las condiciones existentes, sobrepasar la velocidad establecida, marcha lenta entorpeciendo la circulación), defecto físico previo (ninguno, de visión, de audición, de miembros superiores, de miembros inferiores, otros), tipo de conductor (profesional, no profesional, otros/desconocido), uso del cinturón de seguridad (sí, no, desconocido) y año de matriculación del vehículo. En el anexo 2 se muestra la distribución de estas variables en la población estudiada, separadamente para cada sexo.

De los 307.742 conductores originalmente incluidos, se descartó a los de edad y/o sexo desconocidos, edad inferior a 18 años o superior a 95, así como los que tenían edades entre 18 y 24 años para los que se detectó una inconsistencia en relación con sus AAP (p. ej., conductores con 18 años con AAP > 1). Esta exclusión produjo el desemparejamiento de algunos casos con sus correspondientes controles, y viceversa, lo que redujo el número de colisiones estudiadas a 123.586, y el de conductores finalmente incluidos a 264.068 (el 85,8% de la muestra inicial): 123.586 casos y 140.482 controles.

Para cuantificar el efecto de la edad, el sexo y los AAP sobre el riesgo de verse activamente involucrado en una colisión de turismos, se han calculado mediante regresión logística condicionada²⁴ la odds ratio (OR) de cada categoría considerada, y sus correspondientes intervalos de confianza (IC) del 95%, en la siguiente secuencia:

En primer lugar se crearon 2 nuevas variables: una con 16 categorías, resultante de la combinación del sexo y la edad, y otra con 18 categorías, mediante la combinación del sexo y los AAP. Para ambas variables se estimaron separadamente sus correspondientes OR crudas (ORc), tomando como categorías de referencia los varones de 18 años de edad y los que tenían 0 AAP, respectivamente.

A continuación se creó una tercera variable con 71 categorías, resultantes de combinar, para ambos sexos separadamente, cada uno de los 7 estratos de edad (entre 18 y 24 años) con cada uno de los 8 posibles estratos de AAP (de 0 a 7), más una categoría adicional para los restantes conductores. Ello permitió estimar las OR de cada estrato definido por las 3 variables de interés, tomando como referencia los conductores varones de 18 años de edad y 0 AAP. Se calcularon 2 tipos de OR estratificadas: crudas (OR_ec) y ajustadas (OR_ea). Para obtener estas últimas, se incluyeron en el modelo, junto con la variable definitoria de los distintos grupos de edad, sexo y AAP, todos los potenciales factores de confusión recogidos. Dado que había valores faltantes para algunas de estas últimas variables, las OR_ea sólo pudieron estimarse para una muestra de 200.293 conductores (el 75,8% de la original). Todos los análisis se realizaron con el paquete estadístico STATA (versión 7.0)²⁵.

Resultados

La tabla 1 muestra la distribución de la población de conductores estudiada en función de las 3 variables de interés (edad, sexo y AAP). En la tabla 2 se presentan las ORc para el efecto conjunto de la edad y el sexo por una parte, y para el de los AAP y el sexo por otra. Con respecto a la edad, en ambos sexos se aprecia un descenso en las ORc conforme ésta aumenta. En los varones este descenso es bastante regular entre los 18 y 24 años, mientras que en las mujeres la reducción del riesgo se acentúa entre los 18 y 21 años, para estabilizarse a partir de esta edad. Los AAP también se asocian con una reducción en los valores de ORc. Al igual que ocurría con la edad, en los varones el descenso se mantiene durante los 7 AAP considerados, si bien es más acusado en los primeros 3 años; por el contrario, en las mujeres el descenso se concentra en los primeros 4 AAP. Tanto en las estimaciones del efecto de la edad como en las de los AAP, las ORc son siempre superiores en los varones con respecto a las mujeres, si bien estas diferencias tienden a atenuarse para mayores valores de edad y AAP.

En las tablas 3 y 4 se muestran, respectivamente, las estimaciones de OR_ec y OR_ea para cada combinación de edad, sexo y AAP. En relación con el sexo, las OR_ec de las mujeres son menores que sus correspondientes valores en los varones, a excepción de la de conductores de 18 años de edad con 1 AAP. En las estimaciones ajustadas, las diferencias entre sexos son menos acentuadas, en parte debido a la mayor variabilidad de las estimaciones en las mujeres, lo que indica una mayor amplitud de sus IC.

Con respecto al efecto de los años de antigüedad del permiso, los varones muestran, para cualquier edad considerada, unas OR_ec claramente descendentes en relación con el número de AAP (fig. 1), con una sola excepción: los varones de 23 años de edad y 3 AAP presentan una estimación ligeramente superior a la de los de igual edad pero con sólo 2 AAP. En general, el descenso de las OR_ec parece seguir un patrón lineal. En las mujeres (fig. 2) las OR_ec también muestran, en general, una tendencia descendente, aunque bastante más irregular. En este sentido destaca, en las conductoras de 18 años, el incremento en la OR_ec de 1 AAP con respecto a las de 0 AAP. También se advierte, en las conductoras de 22 años, una estabilización de las OR_ec a partir de los 2 AAP. Finalmente, en las conductoras de 24 años se observa un patrón en U invertida, con los mayores valores de OR_ec situados en el tercer AAP. En el análisis ajustado (tabla 4) el efecto de los AAP muestra en los varones un patrón muy parecido al descrito en el análisis crudo. Otro tanto cabe decir de las mujeres, si bien en este caso la variabilidad de las estimaciones es considerablemente mayor.

Figura 1. Efecto de los años de antigüedad del permiso de
conducir (AAP) en los conductores varones sobre su riesgo de
verse activamente implicados en una colisión, para cada grupo
de edad. Análisis crudo (OR_ec).

Figura 2. Efecto de los años de antigüedad del permiso de
conducir (AAP) en las conductoras sobre su riesgo de verse
activamente implicadas en una colisión, para cada grupo de
edad. Análisis crudo (OR_ec).

Finalmente, a diferencia de lo comentado para el efecto de los AAP, los valores de las OR_ec para cada edad considerada muestran en los varones un comportamiento bastante estable (fig. 3). Sólo parece apreciarse una ligera tendencia descendente, aunque irregular, entre los 18 y 24 años de edad para 1 y 2 AAP. En las mujeres (fig. 4), la relación con la edad es irregular, según el AAP considerado. En los AAP < 3, las OR_ec muestran cierta tendencia al descenso: entre 20 y 24 años para 0 AAP, entre 18 y 19 años y entre 22 y 24 años para 1 AAP y entre 19 y 22 años para 2 AAP. Por el contrario, para 3 o más AAP, parece apreciarse una discreta tendencia al aumento en los valores de OR_ec entre los 22 y 24 años de edad. En el análisis ajustado (tabla 4), las OR_ea de los varones no parecen mostrar asociación alguna con la edad. Por último, en las mujeres, la variabilidad de las estimaciones ajustadas en cada estrato de edad y AAP impide identificar cualquier patrón de asociación.

Figura 3. Efecto de la edad en los conductores varones sobre
su riesgo de verse activamente implicados en una colisión,
para cada año de antigüedad del permiso de conducir (AAP).
Análisis crudo (OR_ec).

Figura 4. Efecto de la edad en las conductoras sobre su riesgo
de verse activamente implicadas en una colisión, para cada
año de antigüedad del permiso de conducir (AAP). Análisis
crudo (OR_ec).

Discusión

Antes de comentar los principales hallazgos obtenidos y compararlos con lo referido en publicaciones previas, es necesario resaltar que el presente estudio se refiere de manera específica al riesgo de estar activamente implicado en colisiones entre turismos. Por tanto, nuestras estimaciones no son directamente comparables con las referidas al riesgo de verse involucrado (con independencia del papel desempeñado, activo o pasivo) en un AT de cualquier naturaleza. Esto es importante dado que, como diversos autores han puesto de manifiesto^4,6,18,26, los conductores más jóvenes son más propensos a implicarse en accidentes simples (en los que sólo hay un vehículo implicado), un tipo de accidente que, por razones metodológicas, ha sido específicamente excluido de nuestro estudio. Es posible, por tanto, que los efectos obtenidos en nuestro estudio para la edad y los AAP sobre el riesgo de provocar una colisión entre turismos no sean totalmente equiparables a los efectos de ambos factores sobre el riesgo de sufrir un AT de cualquier tipo.

Por otra parte, Cooper et al⁸ han comprobado que la inexperiencia está relacionada específicamente con el riesgo de ser responsable del accidente, pero no con la probabilidad de verse pasivamente involucrado en él. Por último, dado que el permiso de conducir sólo puede obtenerse en España a partir de los 18 años, nuestros resultados no son directamente comparables con los de otros países, como Estados Unidos, donde la edad mínima se suele situar en los 16 o 17 años, según cada Estado.

Entre los conductores de 18-24 años de edad hay una relación inversa entre el riesgo de verse activamente involucrado en una colisión de 2 o más turismos y la antigüedad del permiso de conducir. Esta asociación apenas se modifica cuando se consideran otros potenciales factores de confusión. Este resultado está claramente en consonancia con diversos estudios previos, que han mostrado que el riesgo de sufrir un AT desciende en relación con el aumento de la experiencia del conductor joven, medida como tiempo desde la obtención del permiso o como distancia acumulada conducida^1,10,11,27.

Cuando se tiene en cuenta la asociación anteriormente descrita, el efecto de la edad (18-24 años) sobre el riesgo de verse activamente implicado en una colisión es débil y no muestra un claro patrón descendente. Al igual que en el caso anterior, esta ausencia de asociación se mantiene incluso tras controlar el efecto de otros posibles factores de confusión. Este resultado concuerda con la especial importancia conferida en estudios previos a la falta de experiencia, como principal responsable del exceso de riesgo de AT observado entre los conductores jóvenes^{3,9,11,16,17,27}.

La asociación inversa entre la experiencia y el riesgo de una participación activa en una colisión se ha mostrado de forma especialmente definida entre los varones, mientras que en las mujeres es bastante menos clara. Algunos autores^11,13 han sugerido que puede haber diferencias en el efecto de la experiencia entre ambos sexos. Así, por ejemplo, Waller et al¹¹ han observado, en cierta discordancia con nuestros resultados, que el descenso en el riesgo de verse involucrado en un AT asociado con los años de antigüedad del permiso es más pronunciado en las mujeres que en los varones. En nuestro estudio, el pequeño tamaño muestral de casi todas las combinaciones de edad-AAP para el grupo de conductoras ha introducido un elevada variabilidad aleatoria en sus correspondientes estimaciones de OR, lo que indica la gran amplitud de sus IC. Indudablemente, ello dificulta la posible identificación en las mujeres de un patrón específico de asociación entre los AAP y el riesgo de participar activamente en una colisión, tan claro como el que se aprecia en los varones. Por ello, aunque algunas de las estimaciones obtenidas en las mujeres sugieren que el efecto de la experiencia puede diferir entre ambos sexos, nuestros resultados no permiten asegurar este hecho.

Entre los conductores más jóvenes, las mujeres tienen, con respecto a los varones de igual edad, un menor riesgo de verse activamente implicadas en colisiones entre vehículos. Esta asociación está en consonancia con el mayor riesgo de sufrir AT observado para los varones jóvenes, descrito habitualmente en la bibliografía^1-3,6,11,13. Sin embargo, nuestros resultados también ponen de manifiesto que este exceso de riesgo entre los varones se reduce considerablemente cuando se considera el efecto de posibles variables intermediarias, como las circunstancias psicofísicas distintas de la normalidad, el exceso de velocidad o los factores correlacionados con la prudencia en la conducción, como el empleo o no del cinturón de seguridad o la comisión o no de infracciones administrativas. En el mismo sentido, ciertos estudios previos han puesto de manifiesto que los varones jóvenes, en relación con las mujeres, cometen más imprudencias en la conducción, conducen a mayor velocidad y más frecuentemente bajo los efectos del alcohol y otras drogas^28-31. Esta mayor inclinación de los varones sobre las mujeres hacia actitudes y comportamientos de mayor riesgo en una hipotética conducción futura se ha observado incluso entre adolescentes de 11-16 años³².

El presente estudio adolece de algunas limitaciones metodológicas, que es necesario tener en cuenta para poder interpretar correctamente sus resultados. Un primer punto de atención se centra en su diseño, basado en un método de exposición inducida. Las limitaciones de estos métodos están exhaustivamente descritas en la bibliografía^23,33 y se han comentado de manera amplia en trabajos previos realizados por nuestro grupo de investigación^21,22,34. Básicamente, se resumen en 2 problemas: la cuestionable capacidad para identificar, a través de los registros policiales, al conductor responsable de la colisión, y la medida en que los conductores no responsables son realmente una muestra representativa de la población total de conductores circulantes. Sin embargo, en relación con los objetivos del presente estudio, el empleo de un método de exposición inducida presenta una ventaja adicional sobre los estudios convencionales, relacionada con la capacidad para controlar el efecto confusor que la intensidad de la exposición (medida como distancia o tiempo de conducción) puede ejercer sobre la asociación entre el riesgo de sufrir un AT y tanto la edad como los años de experiencia. Este efecto depende de dos hechos: por una parte, la intensidad de exposición es un determinante esencial del riesgo de sufrir un AT³⁵; por otra parte, tanto la edad del conductor como, sobre todo, su experiencia (independientemente de la forma en que se mida ésta) se asocian con la intensidad de exposición^11,13. Por tanto, si se quiere estudiar el efecto específico de la edad y la experiencia sobre el riesgo de sufrir un AT, es necesario romper la asociación de ambas variables con la exposición. Este requisito se consigue de forma automática aplicando un diseño basado en la exposición inducida, en el que el control del efecto de la exposición es absolutamente independiente de cualquier otra variable incluida en el estudio.

El segundo punto a tener en cuenta se refiere a la cobertura del registro de AT de la DGT y a la validez de la información contenida en él. Con respecto al primer aspecto, a falta de estudios específicamente orientados a valorarlo, hemos de asumir, al igual que ocurre en otros países, un grado indeterminado de subnotificación de los AT ocurridos en zonas urbanas y, sobre todo, de los AT menos graves^36,37. En relación con la falta de validez, aun a pesar de haber excluido del estudio los registros en que se podían detectar claras inconsistencias en su información, es más que probable que persista en la base de datos una falta de validez residual, de magnitud y sentido desconocidos. No obstante, y teniendo en cuenta las características de las 3 principales variables independientes utilizadas en el estudio, no creemos que ninguno de los problemas anteriormente referidos sea de suficiente magnitud como para justificar por completo el patrón de asociaciones obtenido.

Un tercer aspecto metodológico que debe reseñarse es que, en el presente estudio, no hemos equiparado las infracciones sobre la velocidad con las restantes infracciones (lo que nos hubiera hecho considerarlas como un criterio más para la asignación de responsabilidad), sino que las hemos considerado como un factor predisponente para la comisión de otras infracciones y, por consiguiente, como un factor de riesgo más por el que ajustar en el análisis multivariable. Por tanto, hemos excluido del estudio las colisiones en que uno de los vehículos había cometido únicamente una infracción sobre la velocidad, mientras que los restantes conductores implicados no habían cometido infracción alguna. Asumiendo que las infracciones sobre la velocidad son especialmente frecuentes entre conductores jóvenes^26,38,39, ello puede haber supuesto una subestimación del papel de la menor edad sobre el riesgo de provocar una colisión. Sin embargo, en relación con el total de conductores implicados en colisiones de turismos, más del 88% de las infracciones de la velocidad aparecían asociadas a la comisión de otra infracción. Por tanto, el número de colisiones con las características anteriores excluidas del estudio es muy escaso, inferior al 1% del total de colisiones entre turismos. Por ello, a nuestro juicio, el sesgo resultante de dicha exclusión debe ser de escasa magnitud. Por otra parte, al incluir las infracciones sobre la velocidad en el modelo multivariable, creemos haber controlado parcialmente la posible subestimación del riesgo asociado a las edades más jóvenes.

Finalmente, el modo en que hemos medido la experiencia (a través de los AAP) merece algunos comentarios específicos. Como ya se describió en el apartado Métodos, los AAP se han calculado como la diferencia entre el año de calendario en que tuvo lugar el AT y el año en que el conductor obtuvo su permiso de conducir. Por tanto, aunque los AAP están obviamente correlacionados con la duración del período en posesión del permiso, esta correlación dista mucho de ser perfecta, puesto que hay una superposición entre categorías adyacentes de AAP. Por ejemplo, el AAP de un conductor que sufriera un AT en enero de 1999 y hubiera obtenido su permiso en diciembre de 1998 (es decir, tan sólo un mes antes) sería uno. Por el contrario, es posible imaginar que conductores con 0 AAP tengan períodos en posesión del permiso de conducir muy superiores al anterior (p. ej., un conductor implicado en un AT en diciembre de 1999 que hubiera obtenido su permiso en enero de ese mismo año). El resultado de esta superposición es aumentar artificialmente la homogeneidad de los sujetos entre valores de AAP, lo que debe conducir a un sesgo de clasificación no diferencial, tendente por tanto a subestimar el efecto de la experiencia sobre el riesgo de verse activamente implicado en la colisión. Con independencia del problema anterior, en el presente estudio se acepta que la duración del período en posesión del permiso de conducir es un buen correlato de la experiencia, asumiendo que dicha duración guarda un buena relación con la cantidad de conducción acumulada (que sería la verdadera medida de la experiencia). Aunque la correlación entre la antigüedad del permiso y la experiencia de conducción acumulada no es perfecta, la dificultad para medir directamente esta última hace que la mayoría de los autores la asuman^8,9,11,13.

A pesar de las limitaciones señaladas, nuestros resultados resaltan claramente el papel de la inexperiencia en la elevada accidentalidad de los conductores más jóvenes. Por tanto, desde un punto de vista teórico, la adquisición de experiencia debería ser un requisito indispensable para obtener un permiso de conducir. Esta afirmación contrasta frontalmente con la bien conocida «paradoja del permiso de conducir» (licensure paradox)⁴⁰: la inexperiencia sólo se puede superar conduciendo más, pero a más conducción, más exposición y, por tanto, más riesgo de sufrir un accidente. No obstante, hoy día sabemos que, al menos parcialmente, la experiencia en la conducción no tiene por qué adquirirse a costa de una exposición innecesaria a un mayor riesgo de sufrir un AT. En este sentido, muchos países desarrollados han incluido en sus sistemas de obtención del permiso de conducir, de una u otra forma, un período de conducción bajo supervisión. En general, se trata de un período en el que el alumno, en posesión de un llamado permiso de aprendizaje, realiza una conducción supervisada (pero no dirigida, como en el sistema español) por un adulto responsable debidamente autorizado. En varios países europeos, como Suecia, Noruega o Francia, este período, no obligatorio, está dirigido a los adolescentes que aún no tienen la edad mínima para obtener el permiso de conducir⁷. En otros países, como Nueva Zelanda, Canadá y Estados Unidos, suele constituir la primera fase de los llamados sistemas graduales para la obtención del permiso de conducir (graduated driver licensing [GDL])^16,41.

Diversas evidencias sostienen la utilidad de la adquisición de experiencia a través de la conducción supervisada. Por una parte, se ha comprobado que la presencia de un progenitor, y en general de un adulto, en vehículos conducidos por adolescentes reduce su riesgo de sufrir un accidente de tráfico¹. En Suecia, la edad mínima para poder realizar este período de conducción supervisada se rebajó en 1993 de 17,5 a 16 años, al objeto de ampliar la duración del período de conducción supervisada. Una evaluación posterior de la eficacia de esta medida reveló que la accidentalidad de los conductores noveles (mayores de 18 años) que se acogieron a esta posibilidad fue un 24% menor que la de los que no lo hicieron⁷. Otros estudios, realizados en Estados Unidos, muestran igualmente una reducción de la accidentalidad en conductores jóvenes, secundaria a la implantación o la ampliación de los períodos de conducción supervisada como parte de los GDL^16,42,43. Por otra parte, se ha constatado que en el período de aprendizaje supervisado las tasas de accidentalidad son muy bajas^1,44, sin que tiendan a incrementarse durante este período¹. Por lo demás, son numerosos los estudios que han mostrado una reducción en la accidentalidad de los conductores jóvenes secundaria a la aplicación de los GDL^41,45,46.

Desafortunadamente, el actual sistema español de obtención del permiso de conducir propicia que las personas sin una adecuada experiencia real de conducción, en su mayoría jóvenes, se vean enfrentadas de forma súbita a una situación de alto riesgo y máxima responsabilidad por el mero hecho de aprobar un examen cuya validez para medir la capacidad real del alumno es cuestionable. No es de extrañar, de acuerdo con lo observado en el presente estudio, que esto conlleve un elevado riesgo de AT, en progresivo descenso conforme aumenta la experiencia del conductor. Por ello, creemos que nuestros resultados apoyan, en consonancia con los sistemas cada vez más extendidos en otros países desarrollados, la necesidad de considerar una modificación del sistema de obtención del permiso de conducir actualmente vigente en España, en el sentido de plantear la introducción de un período obligatorio de conducción supervisada. La duración, las características y la ubicación de este período son aspectos que deberían valorarse en futuros estudios.

Agradecimientos

A la Dirección General de Tráfico, por facilitarnos el acceso al registro informatizado de accidentes de tráfico.

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