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Introducción
El artículo se inscribe dentro de una preocupación general por el impacto de las condiciones de trabajo sobre la calidad de vida en España. Más específicamente, estudia los efectos de las condiciones socio-laborales sobre la salud, el consumo de hipnosedantes y adictivos. Las consecuencias de las políticas de austeridad sobre la salud de la población española han sido objeto de numerosas investigaciones desde el ámbito de la salud pública. De las mismas observamos que los efectos sobre la población son heterogéneos y controvertidos1,2. Tras una década desde el inicio de la crisis económica (2007-2017), España es el tercer país de la Unión Europea con mayor tasa de desempleo (17,3%) y el segundo en temporalidad (26,8%)3. Por un lado, el desempleo y el trabajo precario e inestable han sido asociados con un peor estado de salud general autopercibido por los asalariados. También se han asociado las situaciones de paro y precariedad con el hecho de padecer trastornos mentales4,5,6, el consumo de hipnosedantes(7, 8), de alcohol8 o tabaco9, e incluso el aumento de la mortalidad por consumo de alcohol10. Por otro lado, las personas con contrato temporal usan con menor frecuencia los servicios de salud11. Además, trabajar durante jornadas extensas se asocia con mayores niveles de consumo de alcohol11, mientras que el trabajo nocturno se asocia con el consumo regular de tabaco10. Asimismo, las personas con mala salud mental y con estrés laboral presentan mayor prevalencia en el consumo de alcohol13,14 y uso de hipnosedantes15. Por lo que refiere al vínculo entre la clase social ocupacional y la salud en el trabajo, se ha identificado que los trabajadores manuales se asocian, en mayor proporción relativa, con una mala salud mental16 y con el consumo regular de tabaco11.
A la luz de los hallazgos de la literatura previa, se pueden plantear múltiples relaciones bilaterales y multilaterales complejas entre los factores de precariedad laboral, por un lado, y la espiral de deterioro constante de la salud, por otro. Por ejemplo, el estrés laboral ha sido relacionado con la depresión o ansiedad17,18. A su vez, estos trastornos mentales se vinculan con el uso de hipnosedantes13 y conductas adictivas13,14. Incluso, se ha hallado que el consumo de alcohol entre los trabajadores manuales más desfavorecidos se relaciona con un temor más elevado de perder el empleo17. Ello profundiza la retroalimentación entre la precariedad laboral y el deterioro de la salud.
Dada la alta vulnerabilidad laboral actual en España, este tema ha sido objeto de gran interés para los especialistas de medicina en el trabajo desde los inicios del siglo XXI20,21. Sin embargo, son escasas las investigaciones específicas y de carácter parcial que estudian las asociaciones entre la salud mental, el consumo de hipnosedantes y sustancias adictivas en el medio laboral. A ello, habría que agregarle la importancia de profundizar el conocimiento de dichas relaciones según el género. Este insuficiente volumen de investigaciones sobre un tema tan relevante justifica la necesidad de llevar a cabo análisis más amplios que exploren posibles patrones de relación entre todas las variables mencionadas de salud y consumo en la población activa. Dichos análisis podrían aportar insumos de conocimiento que ayuden a establecer políticas sanitarias y laborales específicas que afronten los problemas de salud vinculados con las condiciones laborales. Con todo, el objetivo principal de la presente investigación es explorar de manera conjunta y holística las asociaciones entre: 1) los factores laborales (tipo de contrato o relación laboral, la clase social ocupacional, el tiempo de trabajo y tipo de jornada laboral) y 2) factores que afectan/influyen o que están relacionados con la salud en la población activa (estado de salud general y mental, consumo de hipnosedantes, tabaco y alcohol). El objetivo del artículo consiste, entonces, en identificar relaciones más frecuentes entre ambos factores, con el fin de detectar patrones de comportamiento vinculados con distintos tipos de riesgos sobre la salud. Ello, a su vez, lo diferenciamos según el género.
Material y Métodos
Muestra y población de estudio
Presentamos un estudio transversal a través de los microdatos del cuestionionario para adultos de la Encuesta Nacional de Salud (ENSE 2017)22, realizada por el Ministerio de Sanidad, Consumo y Bienestar Social. El muestreo es poelietápico; para cada comunidad autónoma se diseñó una muestra independiente, lo que permitió disponer de una muestra de gran tamaño y representativa de todo el país23. Se seleccionó en la primera etapa las secciones censales y, en la segunda, las viviendas familiares principales. En cada vivienda se seleccionó una persona adulta con 15 o más años de edad para realizar el cuestionario de adultos. El trabajo de campo se extendió entre los meses de octubre de 2016 a octubre de 2017, con el objetivo de recopilar datos que puedan estar afectados por la estacionalidad. El tamaño total de la muestra fue de 23.089 personas. La tasa de respuesta sobre la muestra de la ENSE para adultos fue del 95%. La recogida de información se realizó a través de entrevista personal. La misma fue complementada, en casos excepcionales, mediante entrevista telefónica. Para el presente estudio se seleccionó únicamente la población activa. Se consideró como población activa, aquellas personas que estaban en edad de trabajar (16 o más años en la legislación española) y realizaban una actividad profesional, como también, aquellas personas en edad de trabajar que se encontraban desempleadas y que buscaban activamente un empleo24. Por ello, la muestra para realizar la presente investigación fue de 12.260 personas, en edades comprendidas entre 16 a 64 años. En concreto, el estudio comprende una muestra de población activa de 6.299 hombres [5.163 (82%) empleados y 1.136 (18%) desempleados] y 5.961 mujeres [4.610 (77,3%) empleadas y 1.351 (22,7%) desempleadas] (Tabla 1).
Variables dependientes, independientes y covariables de ajuste
Se utilizaron nueve variables dependientes dicotomizadas. El estado de salud general se evaluó a partir de dos preguntas: a) “En los últimos doce meses, ¿diría que su estado de salud ha sido muy bueno, bueno, regular, malo, muy malo?”. Esta pregunta se dicotomizó en 0 = Mala salud (regular/malo/muy malo) y 1= Buena salud (muy bueno/bueno); y b) “¿Cuándo fue la última vez que consultó al médico general o médico de familia para usted mismo/a?”. La variable fue dicotomizada en 0 = No (Hace 12 meses o más/Nunca) y 1=Sí (En las últimas 4 semanas / Entre 4 semanas y 12 meses).
Por lo que se refiere al estado de la salud mental, se utilizaron tres variables. Dos de ellas refieren a si la persona entrevistada padeció depresión en los últimos 12 meses (0=No; 1=Sí) o ansiedad crónica (0=No; 1=Sí). La tercera variable, correspondiente al estrés laboral, fue medida a través de la siguiente pregunta: “Globalmente y teniendo en cuenta las condiciones en que realiza su trabajo, indique cómo considera Ud. el nivel de estrés de su trabajo según una escala de 1 (nada estresante) a 7 (muy estresante)”. La pregunta fue dicotomizada por la mediana que fue de 4 siendo 0= No (de 1 a 4) y 1=Sí (de 5 a 7). El consumo de hipnosedantes se midió a través de dos preguntas referidas a si en los últimos 12 meses la persona entrevistada consumió tranquilizantes, relajantes y/o pastillas para dormir (0=No; 1=Sí), o sí tomo antidepresivos y/o estimulantes (0=No; 1=Sí). Finalmente, las conductas adictivas se midieron a través de dos preguntas: a) “¿Podría decirme si fuma?”. La pregunta se dicotomizó en 0=No (No fumo actualmente, pero he fumado antes/ No fumo ni he fumado nunca de manera habitual) y 1=Sí (Sí, fumo a diario/Sí fumo, pero no a diario); y b): “Durante los últimos 12 meses, ¿con qué frecuencia ha tomado bebidas alcohólicas de cualquier tipo?”. Se dicotomizó por la mediana; de ello resultó 0=No (Nunca / No en los últimos 12 meses/ De 3 días al mes a menos de un día en un mes) y 1=Sí (A diario o casi a diario/ de 6 a 1 días por semana).
Las variables independientes corresponden a las principales características socio-laborales de la encuesta ENSE. Estas son: el tipo de contrato o situación laboral, la clase social ocupacional, el tiempo de trabajo y el tipo de jornada laboral. Ninguna de estas cuatro variables han sido transformadas puesto que la ENSE ya las proporcionaba de forma adecuada para realizar el estudio. Las variables sociodemográficas de ajuste han sido la edad, la nacionalidad, el estado civil y el nivel educativo. Para la selección de las variables de ajuste se ha tenido en consideración las utilizadas en estudios previos7,12, que controlan adecuadamente los potenciales efectos de orden social que puedan alterar nuestras estimaciones. Se eliminaron del análisis las respuestas “no sabe” y “no contesta”.
Análisis estadístico
Todos los análisis realizados fueron estratificados por sexo. En primer lugar, se realizó un análisis descriptivo de las frecuencias absolutas y relativas (%) de todas las variables utilizadas, y se registraron las diferencias entre hombres y mujeres a través de la prueba de chi cuadrado (p <0,05) (Tabla 1). En segundo lugar, se calcularon tanto para los hombres (Tabla 2) como para las mujeres (Tabla 3) las odds ratio ajustadas (ORa) por las variables sociodemográficas descritas, y sus correspondientes intervalos de confianza del 95%, a través de modelos de regresión logística binarios. Ello ha permitido analizar específicamente las asociaciones entre los factores laborales y los indicadores de salud y consumo (de hiposedantes y adictivos) que hemos señalado. En los modelos de regresión se han tomado como referencia las categorías sociolaborales que se estimaron como más favorables (Situación laboral=Empresario/a; Categoría social ocupacional= Directivo/a con más de 10 trabajadores/as; Tiempo de trabajo= A tiempo completo; Tipo de jornada= partida), siguiendo los criterios de favorabilidad utilizados en estudios previos de similares características7. La bondad de ajuste de los modelos se evaluó a través de la prueba de Hosmer-Lemeshow. Los cálculos fueron realizados con el programa SPSS (versión 24) que permite analizar muestras complejas.
Tabla 2. Regresiones logísticas ajustadas por variables sociodemográficas entre los indicadores de salud y consumo seleccionados con la situación laboral, la categoría ocupacional, el tiempo y tipo de jornada laboral de la población activa masculina.
a:ORa: odds ratio ajustados por edad, nacionalidad, estado civil, nivel de educación; IC95%: intervalo de confianza del 95%
b:Categoría de referencia
c:Tamaño de la muestra insuficiente para el análisis
d:Indicadores medido solo en las personas empleadas
e:Diferencias estadísticamente significativas con un p-valor <0.05
ENSE 2017.
Tabla 3 Regresiones logísticas ajustadas por variables sociodemográficas entre los indicadores de salud y consumo seleccionados con la situación laboral, la categoría ocupacional, el tiempo y tipo de jornada laboral de la población activa femenina.
a:ORa: odds ratio ajustados por edad, nacionalidad, estado civil, nivel de educación; IC95%: intervalo de confianza del 95%
b:Categoría de referencia
c:Indicadores medido solo en las personas empleadas
d:Diferencias estadísticamente significativas con un p-valor <0.05
ENSE 2017.
Resultados
Por un lado, el análisis descriptivo muestra que las mujeres trabajadoras presentaron en los últimos 12 meses, y en relación con los hombres, peor estado de salud autopercibido (24,9% frente a 18,5%), visitaron con mayor frecuencia al médico de familia (82,1% frente a 69,8%), padecieron con mayor prevalencia depresión (9,5% frente a 4,5%), ansiedad crónica (10,9% frente a 5,3%), estrés laboral (51,8% frente a 48,1%), y consumieron con mayor frecuencia tranquilizantes (10,1% frente a 5,9%) y antidepresivos (5,1% frente a 2,2%). Por otro lado, se identificó que el consumo de tabaco fue mayor en los hombres (34,1% frente a 29,4%), de igual forma que el consumo de alcohol (66,6%, frente a 43,2%) (Tabla 1).
Relación laboral o situación profesional
Como puede observarse en la Tabla 2 y la Tabla 3, las personas desempleadas presentaron un peor estado de salud autopercibido con respecto los empresarios/as, tanto en los hombres (ORa=0,61; IC95%:0,45-0,83) como en las mujeres (ORa=0,65; IC95%:0,45-0,94). También una mayor prevalencia de sufrir depresión (ORa=4,19; IC95%:2,15-8,16 en los hombres; ORa=1,83; IC95%:1,05-3,21 en las mujeres), ansiedad crónica (ORa=4,14; IC95%:2,12-8,06; solo en hombres) y consumo de tranquilizantes (ORa=2,21; IC95%:1,29-3,77; en los hombres ORa=1,83; IC95%:1,02-3,32; en las mujeres). Entre el colectivo de personas empleadas, independientemente del tipo de contrato o situación laboral, no se hallaron diferencias estadísticamente significativas sobre el estado de salud autopercibido, referir depresión, ansiedad crónica o el consumo de tranquilizantes.
Los hombres autónomos visitaron con menor frecuencia a su médico/a de familia que los empresarios (ORa=0,73; IC95%:0,56-0,97). Además, los varones con contrato temporal y desempleados en relación con los empresarios, mostraron una mayor prevalencia en el consumo de antidepresivos (ORa=3,64; IC95%:1,03-12,8 y ORa=5,90; IC95%:1,80-19,2; respectivamente), así como en el consumo de tabaco (ORa=1,30; IC95%:1,00-1,72 y ORa=1,66; IC95%:1,28-2,16; respectivamente). Las prevalencias sobre el consumo de antidepresivos y tabaco fueron más elevadas en los hombres que trabajan sin contrato que los temporales o desempleados con respecto a los empresarios, sin embargo, éstas relaciones no resultaron estadísticamente significativas. Además, entre la población activa femenina tampoco se hallaron diferencias significativas entre las empleadas y desempleadas, ni entre las empleadas que tenían una situación contractual distinta, tanto en lo referente a las visitas al médico/a de familia como en el consumo de antidepresivos y tabaco.
Finalmente, se observó que los hombres funcionarios (ORa=0,60; IC95%:0,46-0,79), asalariados con contrato indefinido (ORa=0,76; IC95%:0,61-0,95), asalariados/as con contrato temporal (ORa=0,52; IC95%:0,40-0,67 en los hombres; ORa=0,62;IC95%:0,44-0,86 en las mujeres), los varones autónomos (ORa=0,62; IC95%:0,48-0,80) y las mujeres que trabajan sin contrato (ORa=0,49; IC95%:0,26-0,94), refirieron menor estrés laboral con respecto a los/as empresarios/as. Además, los/as desempleados/as presentaron menor consumo de alcohol (ORa=0,61; IC95%:0,47-0,80 en los hombres; ORa=0,53; IC95%:0,38-0,73 en las mujeres) que los/as empresarios/as.
Clase social ocupacional
Por lo que refiere a los indicadores de salud general, según clase social ocupacional (Tabla 2 y Tabla 3), se observó que los individuos pertenecientes a las clases sociales más vulnerables presentaron peores estándares de salud. Tanto los/as supervisores/as (ORa=0,72; IC95% 0,52-0,99, en los hombres; ORa=0,66; IC95% 0,49-0,89, en las mujeres) como los/as técnicos/as manuales cualificados/as (ORa=0,72; IC95% 0,53-0,97, en los hombres; ORa=0,66; IC95% 0,51-0,85, en las mujeres) y no cualificados/as ORa=0,58; IC95% 0,42-0,81, en los hombres; ORa=0,60; IC95% 0,45-0,79, en las mujeres) manifestaron un peor estado de salud general autopercibido, en relación con los/as directivos/as. Además, los varones directivos con 10 o más trabajadores/as a su cargo visitaron con menor frecuencia al médico de familia que el resto de clases sociales ocupacionales. Por el contrario, los supervisores (ORa=1,55; IC95%:1,21-1,98) y los técnicos manuales no cualificados (ORa=1,45; IC95%:1,12-1,88) son los que con mayor intensidad visitaron al médico de cabecera. Para las mujeres, por su parte, solo fue significativa la mayor prevalencia de visitar al médico de familia en las trabajadoras manuales no cualificadas (ORa=1,34; IC95%:1,00-1,79) con respecto a las directivas de empresas de mayor tamaño.
Los resultados correspondientes a las relaciones entre la clase social ocupacional y referir patologías psicosomáticas mostraron que la probabilidad de sufrir depresión fue mayor tanto en los/as técnicos/as manuales cualificados/as (ORa=2,18; IC95%:1,14-4,20 en los hombres; ORa=1,80; IC95%:1,18-2,74 en las mujeres) como en los/as no cualificados/as (ORa=2,53; IC95%:1,26-5,07 en los hombres; ORa=1,91; IC95%:1,23-2,98 en las mujeres) en comparación a los/as directivos/as. También fue mayor la probabilidad de referir ansiedad crónica entre los varones técnicos no cualificados (ORa=2,01; IC95%:1,14-3,53). Por último, no se observaron diferencias estadísticamente significativas en cuanto a los índices de ansiedad en la población activa femenina.
Por lo que refiere al estrés laboral, tanto las directivas de empresas con menos de 10 trabajadores/as (ORa=0,67; IC95%:0,53-0,84) como los/as técnicos/as cualificados/as (ORa=0,65; IC95%:0,52-0,82 en los hombres; ORa=0,63; IC95%:0,49-0,82 en las mujeres) y no cualificados/as (ORa=0,50; IC95%:0,38-0,66 en los hombres; ORa=0,64; IC95%:0,50-0,84 en las mujeres) refirieron un menor grado de estrés laboral con respecto a los/as directivos/as de empresas de mayor tamaño.
En cuanto al consumo de hipnosedantes, por un lado, se observó que los/as trabajadores/as técnicos/as manuales no cualificados refirieron un mayor consumo de tranquilizantes (ORa=2,03; IC95%:1,19-3,46 en los hombres; ORa=1,70; IC95%:1,10-2,62 en las mujeres) y en las mujeres técnicas cualificadas (ORa=1,63; IC95%:1,09-2,44). Por otro lado, no se identificaron diferencias significativas en el consumo de antidepresivos en ambos sexos.
Finalmente, en cuanto al consumo de sustancias adictivas, los hombres supervisores y los técnicos manuales (cualificados y no cualificados) presentaron una mayor probabilidad de fumar (ORa=1,49; IC95% 1,15-1,94; ORa=1,57; IC95%:1,23-1,99; ORa=1,86; IC95%:1,42-2,43; respectivamente) con respecto los directivos de empresas con más de 10 trabajadores; mientras que entre la población activa femenina no se hallaron diferencias estadísticamente significativas. En cuanto al consumo de alcohol, este fue menor tanto en los/as trabadores/as técnicos/as cualificados/as (ORa=0,79; IC95%:0,62-0,99 en los hombres; ORa=0,55; IC95%: 0,46-0,67 en las mujeres) como en los/as no cualificados/as (ORa=0,54; IC95%: 0,41-0,70 en los hombres; ORa=0,43; IC95%: 0,34-0,55 en las mujeres) y en las supervisoras (ORa=0,61; IC95%: 0,48-0,77) con respecto a los/as directivos/as de empresas de mayor tamaño
Tiempo y tipo de jornada laboral
Con respecto al impacto del tiempo de trabajo y el tipo de jornada laboral (Tabla 2 y Tabla 3) sobre los indicadores de salud general, los resultados mostraron patrones diferenciados según sexo. Entre los hombres solo se observó (de forma significativa) una mayor prevalencia de visitas al médico de familia entre los trabajadores con jornada irregular o variable (ORa=1,21; IC95% 1,01-1,46) con respecto a los que trabajan a jornada partida. Por su parte, las mujeres contratadas en jornadas continuas de mañanas, de tardes o que trabajan a turnos fueron las que presentaron un peor estado de salud general autopercibido (ORa= 0,83; IC95% 0,69-0,99; ORa=0,62; IC95% 0,44-0,87; y ORa=0,67; IC95% 0,46-0,98; respectivamente).
En referencia a las patologías psicosomáticas, las mujeres que trabajaban a tiempo parcial (ORa=1,48; IC95% 1,15-1,91), en jornadas continuas de tardes (ORa=2,49; IC95%1,58-3,90), a turnos (ORa=1,86; IC95%1,06-3,27) u otro tipo de jornada (ORa=1,64; IC95%1,14-2,37) refirieron una mayor posibilidad de sufrir depresión respecto a aquellas que trabajaban a tiempo completo y en jornada partida. Por su parte, los hombres con otros tipos de jornadas presentaron menores índices de depresión (ORa=0,46; IC95% 0,23-0,95). A su vez, los hombres con jornadas de trabajo irregulares presentaron mayor posibilidad de referir ansiedad crónica (ORa=1,68; IC95% 1,14-2,48), mientras que entre las mujeres fue mayor la prevalencia de ansiedad cuando trabajaban en jornadas continuas de tarde (ORa= 1,87; IC95% 1,21-2,89). Los/as trabajadores/as contratados/as a tiempo parcial (ORa=0,61; IC95% 0,47-0,79, en los hombres; ORa=0,55; IC95% 0,47-0,64) en las mujeres) refirieron menor estrés laboral que aquellos/as que realizaban jornadas más extensas. No obstante, mientras que los hombres con jornadas continuas de mañana refirieron menor estrés laboral (ORa=0,55; IC95% 0,47-0,64), entre las mujeres trabajadoras las prevalencias de estrés fueron menores en las que trabajan de tardes (OR=0,64; IC95%:0,48-0,87) o a turnos (OR=0,69; IC95%:0,51-0,95) y mayores cuando trabajaban en jornadas irregulares (ORa=1,27; IC95% 1,05-1,55).
Finalmente, se identificaron diferencias de género importantes en el consumo de hipnosedantes y sustancias adictivas. Por un lado, mientras que las trabajadoras con jornadas continuas de mañana, irregulares u otro tipo de jornada presentaron una mayor prevalencia en el uso de tranquilizantes (ORa=1,44; IC95% 1,08-1,92; ORa=1,55; IC95% 1,08-2,23; ORa=1,74; IC95% 1,20-2,52; respectivamente) con respecto a las que trabajan a jornada partida; entre los hombres no se hallaron diferencias significativas. Por otro lado, los hombres con jornadas continuas de mañana fueron los que presentaron una mayor adicción al consumo de tabaco (ORa=1,17; IC95% 1,01-1,36). Por su parte, las mujeres que trabajan en jornadas irregulares presentaron mayor probabilidad de fumar (ORa= 1,28; IC95% 1,04-1,58). Además, los hombres contratados a tiempo parcial y con jornadas irregulares manifiestan un consumo menor de alcohol (ORa=0,75; IC95% 0,58-0,97 y ORa=0,79; 0,66-0,53; respectivamente), mientras que las mujeres con jornadas continuas de tardes o a turnos fueron las que refirieron un menor consumo de alcohol (ORa=0,73; IC95% 0,53-0,99 y ORa=0,69; 0,49-0,95; respectiva).
Discusión
Los resultados obtenidos confirman algunos resultados de estudios previos, en la medida que la prevalencia de una mala salud autopercibida, el hecho de padecer trastornos mentales y consumir hipnosedantes resulta mayor en las mujeres8,15,25, mientras que el consumo de alcohol y tabaco es superior en los hombres8,26,27. Asimismo, se confirma para ambos sexos que el desempleo se relaciona con una peor salud autopercibida, el hecho de padecer depresión y consumir de hipnosedantes5,7,8.
Ahora bien, el impacto del desempleo sobre la salud mental resulta superior en los hombres por diversos motivos. En primer lugar, porque las prevalencias de referir depresión entre los trabajadores que se encuentran parados y aquellos que están empleados son mucho más elevadas que las diferencias halladas en la población activa femenina. En segundo lugar, porque mientras que los desempleados han presentado prevalencias elevadas de ansiedad crónica y consumo de antidepresivos (en comparación con los hombres que están trabajando activamente), entre las mujeres que actualmente trabajan y las paradas no se han hallado dichas diferencias. Un patrón similar se observa para las clases sociales ocupacionales más vulnerables (técnicos/as cualificados/as y no culificados/as), ya que ambos sexos han referido un peor estado de salud general autopercibido y mayores probabilidades de sufrir trastornos mentales. Sin embargo, el impacto ha sido superior en los varones técnicos manuales no cualificados. Dicha situación se podría explicar por la división de roles y responsabilidades familiares entre hombres y mujeres, tal y como han puesto de manifiesto estudios previos16,27.
Dado que el objetivo de la presente investigación es explorar y describir, en su conjunto, las asociaciones entre los factores laborales con los diferentes indicadores de salud y consumo, podemos observar diferentes patrones de relaciones, según la situación laboral y clase social ocupacional. Por un lado, se ha identificado que las personas desempleadas, y que pertenecen a las clases sociales más vulnerables, padecen con mayor frecuencia depresión y ansiedad crónica. Dichos trastornos mentales, a su vez, están asociados tal y como manifiestan estudios previos, con el mayor consumo de hipnosedantes13 y de tabaco29. Ello explicaría, en cierto modo, los patrones y asociaciones de vulnerabilidad social con los trastornos mentales, el consumo de hiponosedantes y de tabaco obtenidas en nuestro estudio.
Por otro lado, los/as empresarios/as y directivos/as en las empresas de mayor tamaño son los que más padecen estrés laboral, en comparación con las clases sociales ocupacionales más vulnerables. Este vínculo coincide con estudios previos30, lo que confirma a su vez otros hallazgos previos, en la medida que estos colectivos presentan una mayor adicción al alcohol5. Existen dos hipótesis que podrían explicar el mayor consumo de alcohol en el personal de alta dirección. La primera consiste en que las diferencias de consumo entre clases se explican por los patrones culturales y por el menor acceso a tales sustancias por parte de los trabajadores manuales5 La segunda hipótesis es que el consumo más elevado de alcohol por parte de los directivos se asocia con una mayor necesidad de combatir el estrés14,31. Ambas hipótesis podrían llegar a explicar las relaciones encontradas en el presente estudio entre el personal de alta dirección con el estrés laboral y el alcohol.
También se puede observar la influencia de las relaciones entre la situación profesional y la clase social sobre el tiempo de trabajo. Por un lado, si consideramos (aunque con ciertos matices) que el empleo a tiempo parcial forma parte del empleo precario28, los resultados obtenidos muestran que dicha parcialidad se asociada con una mayor prevalencia de depresión en las mujeres. Por otro lado, los resultados permiten ver que trabajar a tiempo completo se asocia con mayor estrés laboral en ambos sexos, y con el consumo de alcohol en los hombres. Los estudios previos registran resultados similares, en la medida que dichas investigaciones han asociado las jornadas de trabajo más extensas con el mayor consumo de alcohol11.
Finalmente, por lo que refiere al tipo de jornada, los resultados obtenidos muestran diferencias de género importantes. Mientras que en los hombres se han identificado pocas asociaciones, siendo las jornadas irregulares más dañinas para la salud mental, para las mujeres se han identificados múltiples asociaciones. Al respecto, cabría destacar que las trabajadoras con jornada continua por la tarde, y a turnos, son las que presentan mayor prevalencia de depresión y ansiedad crónica; mientras que las jornadas irregulares afectan más al estrés, el consumo de tranquilizantes y de tabaco.
Estos resultados difieren de estudios previos que asociaban las patologías mentales y el consumo de sustancias al trabajo nocturno12, o a turnos32, por lo que se necesita seguir investigando para mejorar la comprensión de esta relación. Sin embargo, permite observar que, mientras que la situación laboral o clase social ocupacional afecta más a los hombres, el tipo de jornada afecta más a las mujeres. Ello se podría explicar, de nuevo, por la división de roles de género, que implica una mayor carga de trabajo femenino en el ámbito familiar16,27.
El estudio presenta algunas limitaciones comunes del uso de este tipo de encuestas. Por un lado, podría existir riesgos de causalidad inversa, sesgos de información y respuestas de complacencia por parte de los participantes; o bien responder aquello que se considera socialmente aceptado. Esta actitud podría producir un subregistro de las patologías mentales o del consumo de sustancias. De hecho, esta situación explicaría el reducido número de respuestas afirmativas sobre trastornos mentales (depresión o ansiedad crónica) o el elevado número de casos no respondidos sobre el consumo de hipnosedantes. Por otro lado, podrían existir sesgos de selección; por ejemplo, sobre las clases ocupacionales más vulnerables debido la potencialidad de abandono del cuestionario, o el aumento del número de preguntas no respondidas. Todo ello puede favorecer el subregistro de patologías y consumos. Además, la escasa representación de algunas categorías (p. ej, trabajar sin contrato, a turnos o jornada nocturna) impide hacer algunos análisis estratificados más completos. También la imposibilidad de disponer de variables sociolaborales (por ejemplo, el número de horas de trabajo, los ritmos de producción, el apoyo social) puede actuar como factor de confusión. Finalmente, cabe mencionar que las asociaciones encontradas no pueden valorarse como “causales”, ya que se trata de un estudio transversal.
En conclusión, pese a las limitaciones, consideramos relevante el estudio, puesto que la exploración de patrones de salud y consumo puede servir como referencia para planificar políticas preventivas de salud laboral, tanto desde las instituciones laborales y sanitarias, como desde las empresas. Estos programas deberían enfocarse, como mínimo, hacia las personas desempleadas, las que pertenecen a clases sociales ocupacionales más vulnerables, y considerando las diferencias de género descritas. En concreto, se han identificado dos patrones de erosión de la salud derivados de las elevadas tasas de precariedad laboral. Por un lado, las personas más vulnerables (desempleadas y trabadores/as manuales) sufren con mayor prevalencia depresión, ansiedad crónica, consumo de hipnosedantes y de tabaco, por lo que se deberían potenciar políticas activas de empleo para reducir las elevadas tasas de desempleo que siguen existiendo en España. Por otro lado, los/as directivos/as han referido mayor estrés laboral y consumo de alcohol. El problema de estos colectivos no radicaría tanto en el sostenimiento del empleo, sino en la desregulación de las condiciones de trabajo que han derivado en un incremento de la intensificación del mismo, y que opera como un factor determinante del mayor estrés laboral y de la afección al alcohol. A todo ello, habría que añadir otra serie de políticas de conciliación de vida laboral y familiar (por ejemplo, reducir la jornada de trabajo y establecer horarios compatibles con las tareas familiares), puesto que, como hemos observado, afecta de forma negativa, sobre todo, a las mujeres trabajadoras.
