INTRODUCCIÓN
Los determinantes sociales de la salud son las circunstancias en que las personas nacen, crecen, viven, trabajan y envejecen, incluido el sistema de salud1,2. La desigual distribución de estos determinantes en la población genera las desigualdades en salud3, entendidas como las diferencias injustas y evitables entre grupos que se traducen en una peor salud en los colectivos desfavorecidos2.
Diversos organismos nacionales e internacionales coinciden en la importancia de la medición de las desigualdades como instrumento para su reducción4,5,6,7,8, pudiendo realizarse por medio de indicadores simples, como el desempleo9 o la educación10, la clase social o mediante la construcción de indicadores compuestos que, tradicionalmente, han sido denominados índices de privación (IP)11. Los IP constituyen una herramienta estadística que permite cuantificar desigualdades por medio de una variable que integra información de varias dimensiones de desigualdad. En una revisión publicada sobre el uso de indicadores socioeconómicos del área de residencia en la investigación epidemiológica a nivel nacional11, se establecía como combinación más frecuente de las dimensiones del índice el empleo, la educación y la ocupación. El método estadístico más utilizado en la elaboración del IP ha sido el Análisis de Componentes Principales (ACP)11, aunque existen otros12. La fuente de información más utilizada para la variable resultado ha sido el Registro de Mortalidad y para el indicador socioeconómico, el censo. El tamaño de áreas de análisis más frecuente ha sido la Sección Censal (SC), aunque algunos estudios usan el área sanitaria o la zona básica de salud (ZBS). La utilización de la ZBS se justifica por ser la unidad geográfica mínima del sistema sanitario, que a pesar de ser mayor que la SC, no hay acuerdo en que la asociación de los efectos de la salud sea mayor en áreas más pequeñas11. Esta unidad de análisis facilita la obtención de datos de morbilidad y la realización de intervenciones por parte de los equipos de Atención Primaria, para posteriormente evaluarlas. Las ZBS no son uniformes ni en cuanto a tamaño ni en población, pero ya existen experiencias positivas en otras comunidades autónomas como, Madrid, Cataluña, Navarra, País Vasco13.
En Aragón, en el contexto del trabajo de la Dirección General de Salud Pública, y utilizando la experiencia adquirida en proyectos previos14,15 se planteó la creación de un IP para medir las desigualdades por ZBS15,16,17,18.
El Censo de Población y Viviendas de 2011 (CPV_2011), es el primer censo en el que no se ha entrevistado al total de personas residentes, sino a una muestra. Por ello, el objetivo de nuestro estudio fue validar la utilización del CPV_2011 por ZBS y construir un IP por esta unidad geográfica que permitiera medir desigualdades sociales en salud, así como analizar su asociación con la mortalidad.
MATERIAL Y MÉTODOS
Se realizó un estudio ecológico transversal en Aragón, utilizando como unidad de análisis la ZBS. En Aragón en 2014 había 123 ZBS, 51 de ellas fueron consideradas urbanas.
La población de estudio fue la población de Aragón a 1 de Noviembre de 2011, residente en viviendas principales según el CPV_2011. La fuente de información de indicadores socioeconómicos fue el CPV_2011 (19) y los datos fueron facilitados por el Instituto Aragonés de Estadística (IAEST). Cada registro del Censo se correspondía con las personas que cumplimentaron el cuestionario censal y tenía las coordenadas Universal Transverse Mercator (UTM). A partir de éstas, con los callejeros de los ayuntamientos y el mapa sanitario vigente en ese momento, se asignó cada persona a una ZBS. Para la validación de la información del CPV_2011 por ZBS se utilizó como población de comparación los padrones a 1 de enero de 2011 y 2012.
El CPV_2011 fue validado por el Instituto Nacional de Estadística a nivel municipal por el diseño muestral en que se basó19. Las ZBS no estaban siempre formadas por municipios completos existiendo entidades singulares de población que pertenecían a diferentes ZBS y municipios que por su tamaño estaban formados por varias ZBS, como es el caso de las capitales de provincia. Para validar la información referida a estas ZBS, se realizó un Test de homogeneidad de Chi-cuadrado comparando la población residente a 1 de noviembre de 2011 (obtenida por interpolación de las poblaciones oficiales de los Padrones) distribuida por ZBS y la población asignada en base a los registros con cuestionario censal a cada ZBS según CPV_2011, estableciendo como hipótesis nula (H0) la no existencia de diferencias en la distribución de la muestra del censo 2011 y la población de Padrón estimada a 1/11/2011. En los casos en los que se rechazó la H0 se valoró si había infra o sobrerrepresentación, identificando y valorando cada caso.
Por otro lado, la mortalidad se obtuvo del Registro de Mortalidad del año 2014, siendo el primer año en el que se pudo asignar la ZBS de residencia a los fallecidos a partir del domicilio que consta en el registro de mortalidad.
A partir del domicilio del fallecido se asignó la ZBS y se calculó la Razón Estandarizada de Mortalidad (REM) por edad y sexo. Esta razón es el cociente entre las muertes observadas y las esperadas de cada ZBS multiplicado por 100. Se calcularon las muertes esperadas a partir de las tasas específicas de mortalidad por grupos quinquenales de edad y sexo de Aragón en 2014 y la estructura de población de cada ZBS.
Se seleccionaron 26 indicadores socioeconómicos (tabla 1) en base a la bibliografía disponible16,20,21 y fueron encuadrados en las dimensiones del “Marco conceptual de los determinantes de las desigualdades sociales en salud” elaborado por la Comisión para Reducir las Desigualdades Sociales en Salud en España en el año 20101,20. La definición de los indicadores socioeconómicos se encuentra en el anexo 1.
Se calculó la media, el valor mínimo y máximo y los percentiles 25, 50 y 75, expresado en porcentaje, de estos indicadores por ZBS. Se calculó también el coeficiente de correlación de Spearman entre los indicadores socioeconómicos y las REM considerando las correlaciones mayores o iguales a 0,2 que fueron significativas, como se ha establecido en la elaboración de otros IP16.
Se introdujeron estas variables en un ACP exploratorio extrayendo los componentes con autovalores mayores de 1 para identificar las variables que podrían combinarse en un índice. La interpretación de los factores se llevó a cabo sobre la solución rotada ortogonalmente por varimax16. Se agregaron los indicadores seleccionados en cada uno de los componentes del análisis anterior, realizando un ACP secundario con cada agrupación y en estos casos se extrajo un único componente.
Se calculó el coeficiente de correlación de Spearman entre valores extraídos del primer componente de cada ACP secundario y las REM.
Se agruparon las ZBS en cuartiles, en función del valor obtenido en el ACP secundario y se calcularon las tasas brutas y ajustadas de mortalidad por el método directo, en grupos quinquenales y por sexo, ajustando a la población estándar europea, en cada uno de ellos. Se compararon los resultados del primer y cuarto cuartil y sus intervalos de confianza al 95% (IC95%), calculando la razón de tasas ajustadas a la población estándar europea entre el cuartil más y menos privado con su IC95 %, y la diferencia de estas tasas con su IC95%22.
Dado que los IP explican mayor varianza en el medio urbano23,24, se calculó el IP en las ZBS urbanas, definidas como aquellas que concentran en uno de sus municipios, al menos, el 80% de la población de la ZBS25. Se realizó un ACP con las variables primarias incluidas en el IP de Aragón seleccionando las ZBS urbanas y se comprobó la relación entre el IP urbano y la mortalidad.
RESULTADOS
La población del estudio fue 1.131.189 personas y la información socioeconómica se obtuvo a partir de 176.623 encuestas. La asignación de los encuestados a las 123 ZBS fue del 99,9 %. El rango de población por ZBS osciló entre 991 y 34.404 personas.
La mayoría de los municipios de Aragón pertenecían íntegramente a una única ZBS, existiendo 24 municipios, que pertenecían a varias. Al realizar el Test de homogeneidad, en 5 de ellos hubo diferencias significativas en la distribución de la muestra del censo 2011 y la población de Padrón estimada a 1/11/2011. En 4 de ellos la mayor parte del municipio, estaba bien representada y eran entidades pequeñas que pertenecían a otras ZBS las que estaban infrarrepresentadas, el quinto fue Zaragoza capital que se trató de forma independiente, dado que su población se distribuía en 38 ZBS. Al validar el municipio de forma conjunta se rechazaba H0; 16 de ellas estaban sobrerrepresentadas y al realizar el Test en éstas, se aceptó la H0, en las 22 con menor muestra a priori se rechazó. De estas 22 ZBS, en 8 la muestra a priori fue inferior a la esperada en este nuevo test, siendo esta diferencia más importante en las zonas de Delicias Sur, con una diferencia de 102 encuestas, Oliver 92, Rebolería 91 y en San Pablo 86.
En el año 2014 en Aragón murieron 6.985 hombres y 6.757 mujeres pudiendo ser asignadas a ZBS el 98%. En hombres el rango de valores de la REM por ZBS fue 37,9-142,6, y en mujeres 38,7-145,2.
La descripción de los indicadores socioeconómicos por ZBS se muestran en la tabla 2. Un total de 17 indicadores correlacionados significativamente con las REM (tabla 3). El ACP exploratorio, presentó una varianza del 78%, extrayendo 3 componentes con un valor para la prueba de Kaisser Meyer Olkin (KMO) de 0,9 (tabla 4).
Método de extracción: Análisis de componentes principales; Método de rotación: Normalización Varimax con Kaser; a. La rotación ha convergido en 5 iteraciones
Entre las variables del primer componente, se incorporaron en el ACP secundario: Trabajadores manuales, Instrucción Insuficiente, Envejecimiento mayores de 65 años, Envejecimiento mayores de 85 años, Viviendas sin calefacción, Viviendas sin internet, Edificio no accesible, Edificio sin ascensor, Viviendas no accesibles y Viviendas sin ascensor. Entre las variables del segundo componente, se incorporaron en el siguiente ACP secundario: Trabajadores manuales, Instrucción Insuficiente, Instrucción insuficiente en personas de 16 a 64 años, Viviendas sin internet, Edificio no accesible, Edificio sin ascensor, Viviendas no accesibles y Viviendas sin ascensor.
La varianza explicada en los ACP secundarios del primer y segundo componente fue el 70,8% y 76,3% respectivamente. En ambos la prueba KMO fue 0,8 y las correlaciones de Spearman entre cada uno de los indicadores resultantes de los ACP secundarios y la REM fueron significativas.
El ACP secundario realizado con las variables del tercer componente resultó ser el elegido como IP. Estaba formado por las variables: Desempleo, Asalariados eventuales, Instrucción Insuficiente en personas de 16 a 64 años y Extranjeros. La varianza explicada en este caso fue del 59,7% y la prueba KMO fue de 0,7. La correlación de Spearman entre el indicador calculado y la REM de hombres presentó un valor de 0,2, siendo esta correlación significativa, aunque no ocurrió lo mismo en las mujeres (figura 1). La respresentación del IP de Aragón se muestra en la figura 1.
Si se consideró el ACP del primer y segundo componente, al dividir las ZBS en cuartiles en función del indicador calculado, las tasas brutas del cuartil más privado fueron significativamente superiores a las del menos privado, no siendo así cuando se ajustaban las tasas. Sin embargo, al dividir las ZBS en función del ACP del tercer componente tanto las tasas brutas como ajustadas del cuartil más privado fueron significativamente superiores a las del menos privado en hombres, no observándose esta relación en mujeres (tabla 5).
Indicadores incluidos: *: Trabajadores manuales, Instrucción insuficiente, Mayores de 65 años, Mayores de 85 años, Viviendas sin calefacción, Viviendas sin internet, Edificio no accesible, Edificio sin ascensor, Viviendas no accesibles y Viviendas sin ascensor; **: Trabajadores manuales, Instrucción insuficiente, Instrucción insuficiente en personas de 16 a 64 años, Viviendas sin internet, Edificio no accesible, Edificio sin ascensor, Viviendas no accesibles y Viviendas sin ascensor; ***: Desempleo, Asalariados eventuales, Instrucción Insuficiente en personas de 16 a 64 años y Extranjeros.
La razón de tasas ajustadas a la población estándar europea entre los hombres que residían en las zonas del cuartil más privado, respecto a los del cuartil menos privado, fue 1,14 (IC95% 1,01-1,27) y la diferencia de tasas fue de 74 por 105 habitantes (IC95% 7,1-140,9).
El ACP del tercer componente permitió obtener las saturaciones para ponderar la contribución de cada indicador al IP en cada ZBS en Aragón. Los valores del IP presentaron una distribución normal y los más altos indicaban una situación socioeconómica más desfavorable. El rango de valores fue de -2,3 en la zona menos privada a 3,0 en la zona más privada.
De las 123 ZBS de Aragón, 51 se consideraron urbanas y 33 de ellas pertenecían a Zaragoza Capital.
La varianza explicada por el ACP a partir de las variables desempleo, asalariados eventuales, instrucción insuficiente en personas de 16 a 64 años y extranjeros, fue de 73,8%. Los valores del IP urbano tuvieron una distribución normal y los valores más altos indicaban una situación socioeconómica más desfavorable. El rango de valores fue de -2,2 a 2,2. La correlación de Spearman entre índice y la REM en hombres, fue de 0,3, siendo significativa.
En los hombres, las tasas brutas y ajustadas en el cuartil más privado fueron significativamente superiores a la de los cuartiles menos privados (tabla 5).
La razón de tasas ajustadas entre los hombres que residen en las ZBS urbanas del cuartil más privado respecto al menos privado fue 1,2 (IC95% 1,0-1,3) y la diferencia de tasas de 100 por 105 habitantes, con un IC95% de 32-167,8.
En las mujeres, la tasa bruta en el cuartil más privado fue significativamente superior a la de los cuartiles menos privados, pero las tasas ajustadas no presentaron diferencias significativas.
DISCUSIÓN
El IP calculado clasifica las ZBS en base a desigualdades socioeconómicas, permitiendo cuantificar y objetivar estas desigualdades, que coinciden con el conocimiento subjetivo de la realidad social. Es un indicador que se obtiene por una técnica estadística de síntesis de información y permite una aproximación a la complejidad del contexto social, integrando dimensiones relativas al empleo, educación y demografía.
En el caso de Aragón, de los 26 indicadores socioeconómicos calculados, se incluyeron en el IP, los indicadores correspondientes al % de asalariados eventuales, % de desempleados, % personas entre 16 y 64 años con instrucción insuficiente y % de extranjeros. Este tipo de índices consigue explicar mayor varianza en medios urbanos, así, explica el 73% de la varianza en las ZBS urbanas y el 59% del conjunto de Aragón, resultado coincidente con otros elaborados en otras comunidades autónomas24. A pesar de explicar menor varianza, la utilidad del IP para el total de Aragón, nos permite cuantificar las desigualdades y clasificar la totalidad de las ZBS.
La utilización de la mortalidad del año 2014 y los indicadores socioeconómicos del 2011, puede justificarse, porque los determinantes sociales de la salud en una ZBS no varían en tan poco tiempo y los determinantes de la salud de tiempos anteriores también influyen en los resultados de salud actuales.
Se exploraron otras combinaciones de variables que estaban correlacionadas con las REM, pero al dividir a la población en cuartiles según los índices elaborados, las diferencias entre las tasas de mortalidad ajustadas, eran inexistentes. Esto se debía fundamentalmente a que las variables primarias en esos casos estaban más correlacionadas con la edad que con la mortalidad. La edad es la variable más correlacionada con la mortalidad, por lo que a pesar de ser considerada un eje de desigualdad1, quisimos aislar su influencia en la elaboración del IP a través del ajuste de tasas y por ello elegimos el tercer componente a pesar de explicar menor varianza.
Las desigualdades socioeconómicas detectadas con el IP son relevantes en la mortalidad, de igual modo se objetiva en otros entornos15,16,17,18,24,26,27,28. Las diferencias en las tasas ajustadas entre los cuartiles más y menos privados, son mayores en el medio urbano que en Aragón en su conjunto. Este fenómeno puede deberse a que el IP del conjunto de Aragón resume en menor medida la privación que el de las zonas urbanas, ya que la varianza explicada en el conjunto de Aragón es menor. La razón de tasas ajustadas de mortalidad en los hombres entre los cuartiles más y menos privados es similar a otros estudios publicados en diferentes ciudades españolas22. Sin embargo, en el caso de las mujeres las desigualdades sociales medidas con nuestro IP no tienen implicación en la mortalidad. Este fenómeno también se ha observado en otros estudios, en los que hay diferencias en la repercusión de las desigualdades en la mortalidad entre sexos16,22,24. Algunos de estos autores las argumentan por las diferencias en las conductas relacionadas con la salud, diferencias en hábitos de vida o por distintas exposiciones en el ámbito laboral.
Como futuras líneas de investigación nos planteamos analizar si las desigualdades en morbilidad o frecuentación de servicios sanitarios con respecto al IP están presentes en las mujeres, ya que otros estudios observan patrones de desigualdad también en las mujeres16, y la construcción de IP diferenciados por sexos.
Entre las fortalezas del estudio se encuentra la validación de la representatividad del CPV_2011 por ZBS. A pesar de que se planteaba que para determinadas áreas pequeñas no sería posible el cálculo de indicadores socioeconómicos11, la utilización de un área “no tan pequeña” como es la ZBS lo ha hecho posible. Por otra parte, no hay acuerdo en que los efectos de las desigualdades en la salud sean menores en función del tamaño de las unidades espaciales11.El censo es representativo en la mayoría de las ZBS, existiendo algunas excepciones como Delicias Sur, Oliver, Rebolería y San Pablo, en los que han sido encuestadas menos personas de las que corresponderían. Esto puede deberse, a la presencia de personas que pueden haber cambiado de domicilio sin modificar los datos de padrón, circunstancia que pensamos que se da en mayor medida en inmigrantes que tienen cambios frecuentes de domicilio o personas mayores por circunstancias de dependencia. También puede deberse a la presencia de mayor número de personas institucionalizadas ya que se ha utilizado el censo de personas que residen en viviendas principales. Hay que tener en cuenta que la validación del CPV_2011 se ha realizado comparando la muestra de la población residente en viviendas principales con la población de padrón que incluye personas institucionalizadas y no institucionalizadas. Las ZBS peor representadas corresponden con zonas que a priori podemos considerar más privadas y en el IP han quedado incluidas en los cuartiles más privados. Se podría considerar en estudios posteriores introducir la representatividad del censo como variable primaria en el análisis de componentes principales para la construcción de posteriores IP.
Una de las desventajas de la utilización del censo ya comentada en otros estudios es que los datos no están suficientemente actualizados16. Desde el año 2013 contamos con la Encuesta Continua de Hogares que contiene algunas de las preguntas del censo y de la que es posible extraer variables primarias incorporadas a nuestro IP. No obstante, esta encuesta presenta un nivel de desagregación de Comunidad Autónoma, o provincial si se analizan conjuntamente dos años. Pese a no existir desagregación por ZBS, esta encuesta podría ser de utilidad para evaluar la existencia de cambios importantes.
A pesar de que la salud ha de estar presente en todas las políticas, la ZBS es la unidad geográfica utilizada solamente en el ámbito sanitario, pero nos facilita, por un lado, la obtención de información agregada de mortalidad y morbilidad y, por otro, permite focalizar acciones emprendidas por los servicios de salud y poder evaluarlas.