Fundación de Estudios de Economía Aplicada

Valoración y determinantes del stock de capital salud en la Comunidad Canaria y Cataluña por Juan Oliva^* Néboa Zozaya^** DOCUMENTO DE TRABAJO 2007-29

Serie 6 CÁTEDRA Fedea-la Caixa

Octubre 2007

* Universidad de Castilla la Mancha y FEDEA. ** Oficina Económica del Presidente.

Los Documentos de Trabajo se distribuyen gratuitamente a las Universidades e Instituciones de Investigación que lo solicitan. No obstante están disponibles en texto completo a través de Internet: http://www.fedea.es. These Working Paper are distributed free of charge to University Department and other Research Centres. They are also available through Internet: http://www.fedea.es.

6. Serie Economía de la Salud y Hábitos de Vida

Depósito Legal: M-41668-2007

Juan Oliva (1), Néboa Zozaya (2),

(1) Universidad de Castilla la Mancha y FEDEA.

(2) Oficina Económica del Presidente.

Resumen

En los últimos años estamos asistiendo a cambios en la definición del concepto de salud aplicable a individuos y poblaciones. En el presente trabajo se propone la estimación del stock de capital salud de la población residente en la Comunidad Canaria. Para ello, en primer lugar, se estiman la Esperanza de Vida Ajustados por Calidad de dicha población (ajustada por edad y género), para a continuación proponer una valoración monetaria de los resultados obtenidos. En la segunda parte del trabajo se analiza los principales determinantes de la Calidad de Vida Relacionada con la Salud de la población estudiada, empleando la Encuesta Canaria de Salud. Con tal fin, se plantea un modelo probit ordenado, estimándose los efectos marginales de las variables explicativas utilizadas (sociodemográficas, salud “objetiva” y estilos de vida). La edad, el género, el nivel educativo y las enfermedades diagnosticadas son las principales variables significativas, siendo más complicado determinar el efecto de los hábitos y estilos de vida. En ambas fases de trabajo se compara los resultados obtenidos con los de un trabajo previo correspondientes a la población residente en Cataluña.

Palabras clave: capital humano; stock de capital salud; calidad de vida relacionada con la salud; determinantes del estado de salud; Esperanza de Vida Ajustada por Calidad

Contacto:

Juan Oliva Universidad de Castilla la Mancha Facultad de Ciencias Jurídicas y Sociales de Toledo Análisis Económico y Finanzas Cobertizo de San Pedro Mártir s/n. 45071. Toledo e-mail: juan.olivamoreno@uclm.es

1. Antecedentes y justificación

Los países desarrollados destinan una importante y creciente cantidad de recursos, tanto monetarios como no monetarios, a los tratamientos y cuidados sanitarios de su población. Por tanto, la medición y análisis de la evaluación de la salud de una población son elementos relevantes tanto para los decisores públicos, como para la sociedad en su conjunto.

Tradicionalmente, la evaluación del estado de salud se ha llevado a cabo con métodos objetivos basados en la observación o intervención médica, teniendo en cuenta indicadores de salud generales, como la esperanza de vida, la tasa de mortalidad o la prevalencia de enfermedades. Sin embargo, estos indicadores han perdido valor informativo en las sociedades desarrolladas en las que la reducción de la mortalidad y el crecimiento de la esperanza de vida han alcanzado valores elevados. En este escenario de salud, caracterizado por el predominio de las enfermedades crónicas, se precisa de conceptos e instrumentos de medida de salud cada vez más dinámicos. Por ello cobra cada vez más importancia la valoración de la calidad de vida, complementando a las medidas clásicas centradas en indicadores biológicos y en la cantidad de vida. En la actualidad estamos viviendo el paso de un modelo biomédico a modelo un psicosocial en cuanto al concepto de salud. Así, a la medición tradicional de la salud con métodos objetivos y en unidades provenientes de la biología y la actividad clínica, se va uniendo una medición basada en indicadores subjetivos, es decir, la valoración que hace el propio sujeto sobre su estado y su traducción en el concepto de “calidad de vida relacionada con la salud”.

La definición de salud proporcionada por la Organización Mundial de la Salud (OMS, 1947), “Salud es un estado de completo bienestar físico, mental y social y no sólo la ausencia de enfermedad”, es un buen ejemplo de ello, al introducir un componente social en el concepto de salud y no limitarse únicamente a la ausencia de enfermedades. Tomando como partida dicha definición, a partir de los años 70 se desarrollan instrumentos genéricos de medición de calidad de la vida asociada a la salud (CVRS), que incorporan ya la propia percepción de los individuos (Badia et al., 1999). Actualmente, la salud se concibe como una conjunción de cantidad y calidad de vida, que abarca desde los estados menos deseables con discapacidad y dolor, hasta los estados más favorables como el bienestar pleno y la felicidad.

El propio concepto de calidad de vida incluye no solo el estado de salud sino adicionalmente la situación económica, social, educación, medio ambiente, etc. Según

Hörnquist (1989), la calidad de vida se define como la percepción global de satisfacción en un número determinado de factores clave, con especial énfasis en el bienestar del individuo. Se trata de un término subjetivo dado que la valoración de cada persona depende de su experiencia pasada y de la diferencia existente entre sus perspectivas y sus logros.

Por otra parte, un aspecto a destacar es que el término gasto sanitario puede ser intercambiado en numerosas situaciones por el de inversión sanitaria. El resultado que obtendríamos a cambio de los recursos sanitarios asignados (o invertidos) sería una ganancia en términos de cantidad o de calidad de vida (o de ambas) y evitar otra serie de costes relacionados con las enfermedades.

Relacionada con la idea de inversión, la acumulación de capital humano es considerada como un factor decisivo para la existencia de crecimiento económico, siendo su papel estudiado en numerosos modelos teóricos y análisis empíricos. Se ha de reconocer que la mayor parte de la literatura que relaciona el capital humano y el crecimiento económico se ha centrado en la educación sin tener en cuenta la influencia de las inversiones en salud (Rivera, 2003b). Sin embargo, esta tendencia se ha modificado notablemente en los últimos años con la aportación de notables investigaciones (sólo por citar algunos ejemplos, Sachs (coord.) 2001; Sala-i-Martín, 2004; Suhrcke et al., 2005) donde la introducción de la variable salud viene a enriquecer los modelos de crecimiento ya conocidos.

De este modo, los modelos macroecónomicos de crecimiento endógeno más completos incorporan la salud como uno de los factores explicativos de la acumulación de capital humano, uniéndose a otros factores ya comunes en la literatura económica como la ya citada educación, la tasa de crecimiento de la población (además de su estructura), las tasas de inversión y el stock de capital físico, el gasto público, la calidad de las instituciones públicas y civiles, así como otros factores (por ejemplo, de carácter geográfico, como el clima de una región).

El tener una buena salud tiene un doble componente: consumo e inversión. Además de la valoración intrínseca que realizan los individuos sobre tener buena salud (el aspecto de consumo: “gozar de buena salud”), ésta aumenta la productividad del trabajo e incrementa las oportunidades de obtener mejores salarios, por lo cual potencia los rendimientos de la educación, favoreciendo la escolarización y la capacidad de aprendizaje (Rivera, 2003a). En cambio, sociedades con poblaciones enfermas están condenadas a caer en la “trampa de la pobreza”.

Así, la salud puede entenderse como una dimensión del capital humano de las sociedades, donde inversiones presentes, dirigidas a mejorar la salud de las poblaciones, se materializarían en un futuro en forma de crecimiento económico de las mismas sociedades y en un elemento clave para la transformación del citado círculo vicioso en otro virtuoso, donde salud y crecimiento se retroalimentarían (“Health is Wealth”, “la salud es riqueza”)

Asociado al concepto de capital humano, Michael Grossman (1972) desarrolla el concepto de capital salud. El stock de capital salud de un individuo se define como el valor actualizado de la salud de un individuo a lo largo de lo que le queda de vida, teniendo en cuenta su esperanza de vida y la calidad de ésta. Los recientes trabajos de Cutler y Richardson (1997, 1998 y 1999) sobre el impacto de los servicios sanitarios desde una perspectiva longitudinal, midiendo variaciones del capital salud de individuos y poblaciones, han enriquecido el panorama sobre la contribución de las mejoras en la salud al bienestar en países desarrollados. De acuerdo con sus resultados, el stock de capital salud de un estadounidense medio se ha incrementado significativamente entre 1970 y 1990 como consecuencia de la mayor esperanza y calidad de vida alcanzadas para todas las edades. Según sus cálculos, bastaría con que la atención sanitaria explicara el 27% de dichos cambios para que un Análisis Coste Beneficio generalizado a todo el sector sanitario obtuviera valores positivos.

En Europa, dos trabajos han aplicado estos métodos. Por una parte, Burström, Johannesson y Diderichsen (2003) estiman el valor del cambio en la salud de la población sueca entre 1980/81 y 1996/97. Utilizando algunas respuestas seleccionadas de la Encuesta Sueca sobre Condiciones de Vida simulan las preferencias de los encuestados sobre la calidad de vida percibida, utilizando como instrumento de medida el EQ-5D¹. Los autores concluyen que las personas de mayor edad experimentan considerables ganancias en salud durante dicho periodo, mientras que el efecto es pequeño para la población más joven, sobre todo de género femenino.

¹ El Euroqol de 5 dimensiones (EQ-5D) es un instrumento genérico, aplicable a toda la población y no específico de ninguna enfermedad, que se utiliza desde 1990 para describir y valorar la calidad de vida asociada a la salud.

El segundo trabajo es español (Zozaya, Oliva y Osuna, 2005). Este trabajo replica la metodología de Burström y colegas, empleando como fuente de datos las Encuestas Catalanas de Salud de 1994 y 2002. Su conclusión más importante es que, a diferencia de lo que ocurría con la población sueca y estadounidense, el stock de capital salud de la población catalana no ha mejorado en el periodo considerado. Ello es fundamentalmente debido a que el incremento en la esperanza de vida se ha visto contrarrestado por una caída en la calidad de la misma. Sin embargo, contemplado en términos absolutos, el stock de capital salud de una persona residente en Cataluña es superior a los reseñados por Burström y colegas para Suecia, en momentos del tiempo muy cercanos.

Zozaya y colegas (2005) explican la evolución negativa en función de una mayor morbilidad, señalada por una prevalencia creciente de enfermedades relacionadas con el dolor y malestar (artritis, artrosis, lumbago, problemas de cervicales,…) y de problemas de ansiedad y depresión. Asimismo, no se rechaza que el componente subjetivo del ciudadano hacia su propia salud, traducido en una mayor exigencia hacia el sistema sanitario, ayuden a explicar la peor percepción sobre el estado de salud de la población residente en Cataluña. El corto espacio de tiempo existente entre ambas encuestas y el disponer sólo de dos cortes transversales (1994 y 2002), no permite diferenciar si los cambios producidos forman parte de una tendencia estructural originada por una mayor medicalización de la sociedad y/o una mayor toma de conciencia social sobre los efectos de ciertas enfermedades, o si, por el contrario, los resultados son consecuencia de un shock temporal exógeno.

En cualquier caso, la valoración e identificación de cambios en el stock de salud de una población es una agenda de investigación en plena expansión y con grandes aplicaciones prácticas de política sanitaria. Por esta razón, se propone continuar con el análisis realizado en Cataluña con otra Comunidad Autónoma española que dispone de datos suficientes para ello.

2. Métodos y fuente de datos

Las dos fuentes primarias de datos que emplearemos son la Encuesta Canaria de Salud (ECS) correspondiente al año 2004 y los datos más recientes disponibles sobre esperanza de vida de la población residente en Canarias.

El ámbito poblacional de la ECS es la población que reside en viviendas familiares principales. Éstas son las utilizadas, toda o la mayor parte del año, como residencia habitual o permanente. Se excluyen por tanto del ámbito poblacional la población residente en hogares colectivos y a las personas hospitalizadas en el momento de realizar la encuesta. Se encuestó a 4.320 personas residentes en Canarias en edad adulta (mayores de 15 años), disponiendo de información adicional sobre 1.313 niños².

El tipo de muestreo utilizado fue el aleatorio multietápico. En un primer paso se definió un muestreo bietápico de conglomerados con estratificación de las secciones censales (hay un total de 180 repartidas entre las siete islas de la Comunidad Autónoma canaria), mientras que en un segundo paso se fijaron en las viviendas familiares principales.

2.1. Cálculo del stock de capital salud

La Encuesta de Salud Canaria ha incluido entre sus preguntas un cuestionario de calidad de vida relacionado con la salud (CVRS) de carácter genérico, es decir, susceptible de ser aplicado a la población general, el EQ-5D. Dado que es la primera vez que incluye estas variables, no se procedió a la petición de las encuestas de salud de años previos dado que no sería posible comparar resultados.

El cuestionario de CVRS consta de 5 dimensiones: movilidad, cuidados personales, actividades cotidianas, dolor/malestar y depresión/ansiedad. La CVRS se mide a través de las respuestas de las personas entrevistas respecto a los estados funcionales indicados. Cada pregunta tiene tres posibles respuestas (ningún problema, problemas moderados, problemas graves/severos). Uniendo las respuestas a estas cinco preguntas en forma de números se obtiene un conjunto de cinco dígitos. Existen 245 combinaciones posibles de dígitos estados de salud posibles reflejados en el cuestionario más los estados de inconsciencia y de muerte).

La comunidad autónoma de Canarias tiene 1,916 millones de habitantes a 1 de enero de 2004 (un 4,43% de la población nacional a esa fecha). Según los factores de elevación de la muestra, ésta representa a 1,617 millones de habitantes, cuando según datos del ISTAC la población mayor de 16 años a 1 de enero de 2004 asciende a 1,595 millones.

Para trasladar el EQ-5D a un estado de la salud, se necesita una tarifa que tenga en cuenta las preferencias de la población por los diferentes estados de salud generados. Actualmente se dispone de dos tipos de tarifas, obtenidas a partir de la valoración de los estados de salud en una muestra aleatoria y representativa de la población general (Badia, 1999), mediante el método de la Escala Visual Analógica (EVA) y mediante el método de la Equivalencia Temporal (ET). Los resultados derivados de las dos tarifas no son directamente comparables, sino alternativos. No obstante, en la literatura de economía de la salud la tarifa social calculada mediante el método de Equivalencia Temporal (ET) suele ser la recomendada.

La ventaja de disponer de preguntas de autoevaluación de la salud, junto con la correspondiente validación del cuestionario, permite emplear una tasa implícita de intercambio para un año en perfecta salud. A su vez, combinando esta información con datos de esperanza de vida, podemos calcular los años totales de vida con calidad homogénea para una persona o colectivo particular. Asignando un valor monetario a estos años de vida homogéneos se obtiene una estimación monetaria del capital salud. Así, las puntuaciones de los estados de salud obtenidas mediante el EQ-5D se utilizarán para homogenizar los años esperados de vida y obtener un indicador sintético: los Años de Vida ajustados por Calidad (AVAC). El cálculo del capital salud de una población requiere la suma descontada de estas puntuaciones corregidas por la probabilidad de supervivencia.

Una vez se dispone de la información sobre esperanza de vida y calidad de la misma durante el periodo de supervivencia, el cálculo del stock en términos monetarios no es complicado. Siguiendo el trabajo seminal de Grossman (1972), definimos el stock de capital salud como el valor de la salud de una persona en el tiempo que le resta de vida desde un momento inicial determinado. Algebraicamente, el stock de capital salud queda definido por la ecuación (1):

_iHealth Capital

\[(s) = V \cdot \left[ \sum_ {K = 0} ^ {\infty} \frac {H _ {t} (s + k)}{(1 + r) ^ {K}} \right]\tag{ecuación 1}\]

donde V es el valor de un año en perfecto estado de salud, H es la calidad de vida relacionada con la salud del individuo en un año determinado y r es la tasa de descuento real. Por tanto, el stock de capital salud es el producto del número de Años de Vida Ajustados por Calidad (actualizados) que le resta al individuo en un momento determinado de su vida por el valor asignado a cada uno de dichos años ajustados por calidad (Cutler, 1997).

La tasa de descuento elegida para obtener los AVAC actualizados esperados de una persona (o colectivo) será del 3%. En la mayoría de las agencias de evaluación de tecnologías sanitarias las tasas de descuento reales recomendadas a la hora de realizar evaluaciones económicas oscilan entre el 3%-5%. No obstante, también se muestran los resultados aplicando una tasa de descuento del 0% sobre los Años de Vida Ajustados por Calidad. En último término, este es un factor sencillo de modificar si se quieren realizar análisis de sensibilidad tomando como variable relevante la tasa de preferencia intertemporal.

Para asignar un valor monetario a los AVAC se podría utilizar los resultados empleados en los trabajos de Cutler y Richardson y Burstrom y colegas, con el fin de mantener la comparabilidad con los escasos estudios de la literatura internacional (100.000 dólares). No obstante, como caso base se empleará la cifra de 30.000 euros por AVAC por ser ésta la cifra de referencia en los trabajos de evaluación económica españoles en el ámbito sanitario (Sacristán et al., 2002)³.

2.2. Análisis de los determinantes de la calidad de vida

Un elemento a tener en cuenta cuando se trabaja con encuestas de salud de sección cruzada es que la probabilidad de que el individuo declare tener un determinado estado de salud es condicional a estar vivo. Por tanto, existe un potencial problema de selección en la función de distribución (Heckman, 1979).

Como se verá en el cálculo de resultados, el valor de una AVAC es un parámetro de sustitución inmediata. Por ello, una vez calculado el stock de capital salud en unidades físicas (AVACs), se puede adaptar el valor de dicho parámetro a la cifra que permita realizar comparaciones con los resultados de otros países o bien con la cifra que el decisor público considere más adecuada.

Una estimación que utilice sólo los datos observados puede incurrir en un problema de estimadores inconsistentes. Para corregir dicho sesgo, se deberían estimar por máxima verosimilitud con información completa la ecuación del stock de salud y la ecuación de supervivencia (Salas, 2002). Disponiendo de bases de datos de panel, se podría intentar corregir el problema. Sin embargo, en trabajos de sección cruzada no es posible realizar dicho ajuste, toda vez que no se dispone de las características de los individuos fallecidos (Jewell at al., 2006). La naturaleza y limitación de los datos es un elemento a tener en cuenta en el resto del análisis.

Dada la naturaleza de la variable endógena, se optó por realizar un análisis estadístico multivariante con el fin de identificar los determinantes de la CVRS respondida por los participantes en la encuesta.

El modelo se formula a partir de una variable latente de salud H* que no se observa (la “salud real” del individuo) y que depende de una combinación de variables explicativas. Dado que la variable dependiente es inobservable, asumiendo que dicha variable puede aproximarse a partir de otra variable latente que aparece reflejando un orden, entonces el modelo empírico más apropiado es un probit ordenado. Utilizar un modelo de regresión ordinario implicaría realizar el supuesto simplificador de que el cambio de un orden a otro sigue la escala establecida, lo cual no es coherente con la naturaleza de la variable dependiente. Asimismo, la alternativa de un modelo logit multinomial no permite recoger la naturaleza ordenada de la variable dependiente, por lo que no es apropiado para el análisis. Así, la alternativa más plausible es la utilización de modelos ordenados como extensión de los modelos probit binarios. Este modelo permite captar la naturaleza ordenada de la variable independiente, así como la posibilidad de captar la intensidad de dicha variable (véase por ejemplo a Greene, 2003; Jones, 2000 y 2001; Maddala, 1983).

La variable dependiente en nuestro caso es el grado de valoración subjetiva de la salud general del individuo. Por tanto, cuanto mayor sea el valor de nuestra variable latente, mayor será la probabilidad de que el individuo declare una categoría más alta en la escala de autovaloración de salud. La variable dependiente toma en este estudio un valor del 1 al 3 de acuerdo con la intensidad del orden.

\[y ^ {*} = \beta^ {\prime} X + \varepsilon\tag{1}\]

donde no se observa, pero es posible identificar, donde es un vector de variables explicativas, es un vector de coeficientes de los factores que potencialmente afectan a la Calidad de Vida Relacionada con la Salud un término de perturbación aleatoria con distribución normal. Así:

\[y = 1 \leftrightarrow y ^ {*} \leq 1\]

\[y = 2 \leftrightarrow 1 < y ^ {*} \leq_ {\mu_ {2}}\]

\[y = 3 \leftrightarrow_ {\mu_ {2}} < y ^ {*} \leq_ {\mu_ {3}}\tag{2}\]

donde hacen referencia los parámetros asignados a cada orden clasificados del 1 al 3, siendo el mejor estado de salud posible; un estado de salud regular; y siendo un estado de salud malo o muy malo. Un individuo estará en el mejor estado de salud posible (y=1) si no presenta ningún problema sobre las 5 dimensiones que componen el cuestionario de Calidad de Vida Relacionado con la Salud EQ-5D (movilidad, autocuidado, actividades cotidianas, dolor/malestar, ansiedad/depresión). En caso de tener un problema moderado en alguna de estas 5 dimensiones pasaría a clasificarse su estado de salud como regular . Finalmente, si presentara varios problemas moderados o alguno o varios problemas severos, su estado de salud se clasificaría como malo o muy malo Obviamente, se podría incrementar el número posible de estados de salud para diferenciar a aquellas personas que tienen un par de problemas moderados de aquellas que tienen varios problemas severos. Sin embargo, los tamaños muestrales de los subgrupos resultantes aconsejan no ir más allá de las tres categorías señaladas.

Las variables explicativas consideradas se han clasificado en: a) variables de posición socioeconómica, b) variables de salud objetivas (enfermedades diagnosticadas; accidentes; hospitalizaciones); c) variables de estilos de vida; d) opinión sobre el sistema sanitario. De este modo, podemos expresar nuestro modelo de la siguiente manera:

\[y ^ {*} = \beta_ {0} + \beta_ {1} X _ {S D} + \beta_ {2} X _ {S A L} + \beta_ {3} X _ {E V} + \beta_ {4} X _ {O P} + \varepsilon\]

3. Resultados

3.1 Descripción de la muestra

En primer lugar se realiza un análisis descriptivo de las características principales de la población canaria adulta reflejada en la ECS. La edad media de la muestra es de 47,55 años, aunque difiere entre hombres y mujeres, siendo la de los varones de 46,34 años y la de mujeres de 48,40 años. Esta mayor edad media es el reflejo del mayor porcentaje de población femenina en edades avanzadas. La proporción de mujeres en la muestra es del si bien su peso desciende hasta valores más acordes con la realidad (un 50,2%) una vez que se ajusta por los pesos de muestreo correspondientes.

El 65% de la muestra cuenta con un nivel educativo bajo (sin estudios o con estudios primarios), si bien este porcentaje se reduce hasta el 52% para los menores de 50 años. El 54,7% de la población muestral en edad de trabajar está ocupada. La tasa de paro muestral es el 13% (para los menores de 65).

Un 9,2% de la población encuestada tuvo algún accidente durante los últimos 12 meses. Respecto a la utilización de servicios sanitarios, un 8,9% de la muestra fue hospitalizada durante el último año.

Las preguntas sobre hábitos de vida indican que un 28,7% de la muestra fuma de manera habitual u ocasional (32% de la población), que el 51% de los encuestados son sedentarios, esto es, realizan ejercicio físico menos de una vez a la semana (un 49% de la población), y que un 1,2% de los encuestados son bebedores de alcohol de riesgo medio o alto. Un 36% de los encuestados presentaban sobrepeso y un 17% tienen un Índice de Masa Corporal (IMC) que indica obesidad.

En cuanto a la incidencia de enfermedades crónicas diagnosticadas, casi un 5% de la muestra ha sido diagnosticada de problemas respiratorios, un 11% padece problemas de estómago, un ha sido diagnosticado de dolores o enfermedades musculares, un tiene problemas vasculares y un 18,4% ha sido diagnosticada de problemas de depresión o ansiedad. Un 42,7% de la muestra sufre dos o más de estas enfermedades a la vez, situación que se agrava para los mayores de 65 años (un de ellos sufre comorbilidad). Un 30% de los encuestados presentan algún tipo de factor de riesgo cardiovascular (hipertensión, colesterol diabetes).

La tabla I contiene la media y desviación típica de las variables dummy creadas a nivel muestral y a nivel poblacional. La descripción del nombre que corresponde con cada variable se puede encontrar en el apéndice I.

Comparando las muestras canaria y catalana de las Encuestas regionales de Salud⁴, se observa que la muestra canaria está compuesta en mayor grado por mujeres (58% frente a 51%) y que su población muestral presenta una mayor edad media que la catalana, así como un nivel educativo menor. La proporción de fumadores es similar en ambas muestras, aunque el sedentarismo es más habitual entre los canarios. La proporción de personas hospitalizadas el último año es muy parecida en ambas regiones.

Como recoge la tabla II, la Encuesta de Salud de Cataluña detecta una mayor proporción que la canaria de problemas de salud crónicos diagnosticados (mayor prevalencia de enfermedades diagnosticadas). La distribución de la población afectada por dichos problemas está más sesgada hacia las mujeres en el caso canario que en el catalán, cuya distribución de la prevalencia de enfermedades diagnosticadas es más simétrica. Ambas encuestas recogen prácticamente las mismas enfermedades, aunque la agrupación que realizan es distinta, por lo que algunos de los problemas que recoge la tabla II⁵ no son perfectamente comparables. No obstante, se homogeneizarán en la medida de lo posible con el fin de realizar el análisis estadístico con las mayores garantías.

⁴ La encuesta canaria es de 2004, la catalana de 2002.

⁵ Los porcentajes que aparecen en la tabla II solo recogen las respuestas sobre morbilidad (pregunta 43 de la ECS y 53 de la ESCA), pero no tienen en cuenta el consumo de medicamentos, sí recogido en cambio en las agrupaciones por enfermedades utilizadas en las regresiones.

3.2. Calidad de Vida Relacionada con la salud

De manera análoga al trabajo de Zozaya et al (2005) para el caso de Cataluña, se recoge la distribución de personas (datos elevados a población) que señalan padecer problemas moderados o severos en cada una de las dimensiones del cuestionario de CVRS: movilidad; autocuidado; actividades cotidianas; dolor/malestar; ansiedad/depresión.

En el caso de los varones (Tabla III), destaca el elevado porcentaje de personas que señalan problemas relacionados con el dolor/malestar y con la ansiedad/depresión, incluso en edades relativamente tempranas. Así, un 14,5% de varones canarios entre 25-34 años refieren padecer de manera moderada o severa dolor o malestar (un 13,9% refieren padecer de manera moderada o severa ansiedad o depresión), porcentajes que se incrementan al 21,9% (19%) en la franja de edad que va de 35-44 años ó 44,7% (25,6%) en el intervalo de 55-64 años.

En general, con la excepción de los problemas de ansiedad o depresión, en las cuatro dimensiones restantes, la prevalencia de estos problemas aumenta de manera acusada con la edad, siendo este crecimiento más suave en el caso de la dimensión de autocuidado y más importante en la dimensión de movilidad.

En el caso de las mujeres (Tabla IV), también destaca el elevado porcentaje de personas que señalan problemas relacionados con el dolor/malestar y con la ansiedad/depresión, en edades relativamente tempranas. Así, un 25,5% de mujeres canarias entre 25-34 años refieren padecer de manera moderada o severa dolor o malestar (un 23,8% refieren padecer de manera moderada o severa ansiedad o depresión), porcentajes que se incrementan al 36,2% (29,7%) en la franja de edad que va de 35-44 años ó 52,8% (42,8%) en el intervalo de 55-64 años.

En el caso de las mujeres, la prevalencia de los problemas aumenta de manera acusada con la edad en todas las dimensiones, alcanzado porcentajes muy elevados en todas las dimensiones, especialmente en las de movilidad, dolor/malestar y ansiedad/depresión⁶.

⁶ Dado el escaso número de individuos encuestados de edad igual o superior a 85 años (tanto varones como mujeres), la interpretación de los porcentajes señalados en las tablas debe ser objeto de especial cautela.

Comparativamente, la prevalencia de personas que padecen problemas moderados o severos en cada una de las dimensiones es considerablemente mayor en el caso de las mujeres respecto a los varones. La consecuencia de ello es que la CVRS de las mujeres es inferior a la de los varones en cada uno de los tramos considerados.

Como puede observarse en las tablas III y IV, se realiza una comparación directa entre la prevalencia de problemas moderados o severos en las dimensiones de Calidad de Vida Relacionada con la Salud y la puntuación agregada de CVRS empleando la tarifa social del EQ-5D de las poblaciones de Cataluña en el año 2002 y Canarias en el año 2004.

Los resultados muestran una mayor prevalencia de problemas en la población canaria, con la excepción de las personas de mayor edad (85 y más años)⁷. En el caso de los varones, las diferencias son especialmente llamativas en los tramos de edad intermedia (45-64 años) en las dimensiones de dolor/malestar y ansiedad/depresión. En el caso de las mujeres, las diferencias en prevalencia son aún mayores, especialmente en la dimensión de dolor/malestar en mujeres jóvenes y de edad mediana (entre los 16-54 años) y de manera llamativa en la dimensión de ansiedad/depresión para el mismo tramo de edad.

Por lo que respecta a la puntuación agregada, la calidad de vida es ligeramente inferior, tanto en varones como en mujeres, para cada tramo de edad considerado (con la excepción de los mayores de 84 años) en la población residente en Canarias en el año 2004 en relación con la población residente en Cataluña en el año 2002.

3.3. Stock de capital salud (unidades físicas y monetarias)

Combinando los datos de esperanza y calidad de vida, ambas ajustadas por edad y género, podemos calcular los Años de Vida Ajustados por Calidad de la población canaria. Estos datos aparecen reflejados en la tabla V.

Un hecho llama especialmente la atención. Pese a que a los 15 años, la esperanza de vida femenina supera en 6,1 años a la esperanza de vida masculina, después del ajuste por calidad, una mujer vivirá, en media, 0,78 AVAC más que un varón. Estos resultados se repiten para cualquier tramo de edad considerado hasta los 65 años, donde los AVACs que restan por vivir en varones y mujeres se acercan de manera notable, e incluso se igualan en varones y mujeres supervivientes a los 75 años.

⁷ Si bien ya se ha comentado que la interpretación de los resultados en personas de 85 y más años no es sencilla ni inmediata.

Este hecho ha sido observado en otros estudios realizados por el INE y por organismos internacionales que emplean medidas de ajuste alternativas (por ejemplo, los Años de Vida Libre de Incapacidad). En general, la esperanza de vida de la mujer es mayor que la del varón, pero su calidad de vida es más reducida a lo largo de la misma.

La tabla V también nos informa del ajuste por calidad realizado sobre la esperanza bruta de vida para cada tramo de edad. Así, a los 15 años a un varón (mujer) le resta una esperanza de vida de 61,1 años (67,2) ó 55,1 años de vida ajustados por calidad (55,9). A un varón (mujer) de 25 años, le resta una esperanza de vida de 51,4 años (57,4) ó 45,8 años de vida ajustados por calidad (46,8). A un varón (mujer) de 35 años, le resta una esperanza de vida de 41,9 años (47,5) ó 36,7 años de vida ajustados por calidad (37,8). A un varón (mujer) de 45 años, le resta una esperanza de vida de 32,6 años (37,9) ó 27,9 años de vida ajustados por calidad (29,2). A un varón (mujer) de 55 años, le resta una esperanza de vida de 23,9 años (28,6) ó 20,3 años de vida ajustados por calidad (21,4). A un varón (mujer) de 65 años, le resta una esperanza de vida de 16,3 años (19,7) ó 13,7 años de vida ajustados por calidad (14,3). Finalmente, a un varón (mujer) de 75 años, le resta una esperanza de vida de 9,8 años (11,7) ó 7,9 años de vida ajustados por calidad (7,9).

La comparación de los resultados obtenidos combinando la esperanza y la calidad de vida relacionada con la salud en la población canaria en el año 2004 con los obtenidos para la población catalana en el año 2002 (véase tabla VI) pone de relieve que el stock de capital salud (medido en unidades físicas, la esperanza de vida ajustados por calidad) de un individuo representativo de la población de Canarias es inferior al de un individuo representativo de la población de Cataluña. Concretamente, en el caso de un varón de 15 años, el stock de capital salud de un residente en Cataluña es 2,1 AVACs mayor que el de un residente en la Comunidad Canaria (57,2 vs. 55,1). En el caso de una mujer de 15 años, la diferencia es de 1,7 AVACs (57,6 vs. 55,9). En el caso de una edad intermedia, por ejemplo, 45 años, el stock de capital salud de un varón residente en Cataluña es 1,9 AVACs mayor que el de un residente en la Comunidad Canaria (29,9 vs. 27,9). En el caso de una mujer de 45, la diferencia es de 0,8 AVACs (30,0 vs. 29,2).

Cuando se aplica una tasa de descuento del 3% en el cálculo del stock de capital salud, las diferencias se comprimen pero siguen la misma pauta que con una tasa de descuento nula (mayor stock en los individuos representativos de la población de Cataluña), excepto para las mujeres más ancianas. A este respecto, se puede señalar que no es una cuestión resuelta si se debe descontar o no unidades naturales como los años de vida ganados o los años de vida ajustados por calidad. Existen opiniones contrapuestas, si bien la mayor parte de las guías metodológicas de evaluación económica de tecnologías sanitarias recomiendan, por motivos de consistencia, que se aplique la misma tasa de descuento tanto a costes como a efectos sobre la salud.

La traducción de los datos físicos del stock de capital salud (AVACs) a unidades monetarias aparece representada en la tabla VII. Estos valores se alcanzan aplicando a las unidades físicas calculadas previamente en la tabla VI (AVACs) un valor fijo establecido para la valoración unitaria de las mismas. En nuestro caso, el valor seleccionado es 30.000€, cifra utilizada en España para como comparador en los análisis de evaluación económica de tecnologías sanitarias (véase Sacristán et al., 2002). En la tabla se puede observar cómo para una tasa de descuento del 0% dicho stock disminuye a medida que una persona va cumpliendo años, así como que para una misma edad (a excepción de los más ancianos) el stock de capital salud es ligeramente mayor para las mujeres que para los varones. Por ejemplo, el stock de un varón de 15 años es de 1,65 millones de euros, mientras que el de una mujer de la misma edad asciende a 1,68 millones de euros. En el caso de una edad intermedia (45 años), el stock de un varón será de 0,84 millones de euros frente a los 0,88 de una mujer de la misma edad.

En cambio, en el caso de aplicarse una tasa de descuento del 3%, la cuantía del stock de capital salud, para una persona de una determinada edad, será mayor para los varones que para las mujeres (excepto para las personas de 55 años). El valor del stock se irá reduciendo también a medida que la persona tiene más edad. En términos absolutos, la cuantía del stock es muy inferior al caso sin tasa de descuento, aunque lógicamente ambas cifras se aproximan a medida que el individuo estudiado presenta una mayor edad (a medida que el descuento tiene una menor influencia). Así, aplicando esta tasa, un varón de 15 años tendrá un stock de capital salud de 0,79 millones de euros, frente a los 0,77 millones de euros de una mujer de la misma edad. De la misma forma, el stock de un varón de 45 años es de 0,543 millones de euros, y el de una mujer de esa edad de 0,542 millones de euros.

Como muestra la tabla VII, y al igual que ocurría con los AVACs individuales, el stock de capital salud de un individuo canario de determinadas características es inferior al de un individuo representativo de la población catalana con esas mismas características (es decir, ajustando por edad y género). Esto se cumple para ambas tasas de descuento, ambos géneros y todas las edades contempladas, con la única excepción de las mujeres de 75 años cuando la tasa de descuento es del 3%. Por supuesto, la diferencia entre el stock de ambas regiones se reduce a medida que aumenta la tasa de descuento utilizada.

En el caso de no aplicar tasa de descuento, la diferencia en el stock de capital salud de un individuo catalán y otro canario es mayor para los varones que para las mujeres (comparando siempre a individuos de la misma edad y con la excepción de las personas más ancianas). Para las mujeres, la diferencia entre regiones disminuye gradualmente con la edad. En cambio, en el caso de los varones, la diferencia entre el stock de un canario y un catalán se mantiene prácticamente constante en las personas jóvenes y de mediana edad, disminuyendo más sólo a partir de la edad de jubilación. Así, la diferencia en el stock de un hombre catalán de 15 años y otro canario de la misma edad es de 62.190€ a favor del primero. Si este individuo fuera mujer, en media la diferencia sería menor (de 51.300€). En el caso de una persona de 45 años, la diferencia se reduciría si se tratara de una mujer (23.790€), y más suavemente si fuera un varón (56.190€). En edades avanzadas, las diferencias entre ambas regiones se suavizan: por ejemplo, a los 65 años, la diferencia entre dos varones será de 27.330€, y entre dos mujeres, de 1.740€ favorables a la mujer residente en Canarias.

Cuando se aplica una tasa de descuento del 3% las diferencias se comprimen, pero siguen prácticamente la misma pauta que con una tasa de descuento nula (mayor stock salud de los individuos representativos de la población catalana; reducción paulatina de las diferencias a medida que las mujeres cumplen años, pero persistencia e incluso ampliación de las diferencias entre varones hasta las edades más avanzadas). Cabe destacar que en este caso la diferencia de stocks entre mujeres catalanas y canarias se iguala a partir de los 55 años.

3.4 Determinantes de la calidad de vida

3.4.1. La muestra canaria

En la tabla VIII se presentan los principales resultados del modelo probit ordenado. Las variables estadísticamente significativas son el género, la edad, el nivel de estudios, encontrarse en situación de baja laboral, el haber sido diagnosticado de una enfermedad crónica, el haber sido hospitalizado en los últimos 12 meses, el haber sufrido un accidente en los últimos 12 meses, el tener una vida no sedentaria, el ser bebedor a riesgo y el Índice de Masa Corporal (IMC).

En este tipo de modelos, se suelen encontrar bajas medidas de bondad de ajuste (Pseudo R²). No obstante, el ajuste estadístico nos permite identificar aquellas variables explicativas que presentan una asociación estadísticamente significativa con la variable endógena, identificar mediante su signo su relación, positiva o negativa, así como comparar el peso relativo de cada una de dichas variables en la explicación de la variabilidad de la calidad de vida relacionada con la salud.

Todos los coeficientes presentan el signo esperado. Ceteris paribus, los varones disfrutan de una mejor CVRS que las mujeres; a mayor edad la CVRS disminuye; mayor nivel de estudios se asocia con una mejor CVRS; el haber sido diagnosticado de una enfermedad crónica reduce la CVRS; el haber sido hospitalizado o haber sufrido un accidente se asocia con una menor CVRS; el ser sedentario reduce la CVRS; el fumar se asocia con una peor CVRS; y, finalmente, el sobrepeso y la obesidad está asociada con una peor CVRS.

Si bien los valores de los coeficientes no deben compararse directamente, sí se puede avanzar que las dos variables con coeficientes más elevados, en valor absoluto, son aquellas que representan a las personas que han sido diagnosticadas de una enfermedad osteomuscular y las han sido diagnosticadas de ansiedad o depresión, junto con aquellas personas que están en situación de baja laboral. Ello es coherente con el hecho de que una dimensión del cuestionario de calidad de vida relacionada con la salud (EQ-5D) pregunta directamente si la persona padece problemas de ansiedad o depresión y que varias dimensiones del EQ-5D (movilidad, dolor/malestar) están directamente asociadas con las enfermedades osteomusculares.

Al igual que ocurre con los modelos probit binarios, los coeficientes de las variables explicativas en el modelo probit ordenado en principio sólo tienen una interpretación en términos cualitativos. Así, el signo de los coeficientes muestra la dirección del cambio en la probabilidad de pertenecer a la categoría de respuesta más elevada debido a un incremento en la correspondiente variable explicativa. Con el fin de interpretar correctamente los resultados del modelo es necesario estimar los efectos marginales de las variables explicativas para cada categoría, los cuales se pasa a comentar.

En la Tabla VIII se muestra los efectos marginales del modelo probit ordenado, para cada una de las tres categorías definidas. Así, por ejemplo, los varones presentan una probabilidad de 10,7 puntos porcentuales superior a las mujeres de encontrarse en el grupo que presenta la mayor calidad de vida (ningún problema de salud en las 5 dimensiones del EQ-5D). A medida que se incrementa la edad, disminuye la probabilidad de encontrarse en este grupo (en el tramo de edad 2 la probabilidad es 8,0 puntos porcentuales menor en relación con el tramo de edad 1; en el tramo de edad 3 la probabilidad es 16,4 puntos porcentuales menor en relación con el tramo de edad 1). Las personas sin estudios finalizados presentan una probabilidad de 5,4 puntos porcentuales menor de encontrarse en el grupo de CVRS alta en comparación con las personas con estudios primarios. No existen diferencias estadísticamente significativas entre las personas con estudios primarios y las personas con estudios secundarios. Las personas con estudios universitarios presentan una probabilidad 4,3 puntos porcentuales más elevada de tener una CVRS elevada (variable significativa con un intervalo de confianza del 90%). Las personas que se encuentran en paro no presentan una probabilidad más baja de tener una CVRS elevada que las personas que se encuentran trabajando. En cambio, las personas que se encuentran en situación de baja laboral presentan una probabilidad de 32,5 puntos porcentuales menor de encontrarse en este grupo.

Pasando al grupo de enfermedades crónicas diagnosticadas, las personas que han sido diagnosticadas de cualquiera de las enfermedades identificadas presentan una menor probabilidad de encontrarse en el grupo de CVRS elevada. Como señalábamos anteriormente, existen dos enfermedades cuyo impacto sobre la CVRS (medida a través del EQ-5D) es muy superior al resto. Así, el padecer una enfermedad osteomuscular reduce la probabilidad de estar en el grupo de CVRS alta en 21,7 puntos porcentuales, mientras que padecer ansiedad o depresión la reduce en 27,1 puntos porcentuales. El padecer una enfermedad digestiva reduce la probabilidad de estar en el grupo de CVRS alta en 8,9 puntos porcentuales, una enfermedad respiratoria en 10,5 puntos y una enfermedad vascular en 3,8 puntos. Una persona identificada dentro del grupo de “otras enfermedades cónicas leves”, presenta un 8,9 puntos menos de probabilidad de estar en el grupo de CVRS alta y una persona identificada dentro del grupo de “otras enfermedades cónicas graves”, presenta un 25,5 puntos menos, si bien este resultado debe ser interpretado con cautela, toda vez que el tamaño del grupo es muy reducido. El haber estado hospitalizado en los 12 meses previos a la encuesta reduce la probabilidad de encontrase en el grupo de CVRS elevado en 10,8 puntos, mientras que haber sufrido un accidente en los 12 últimos meses la reduce en un 13,4 puntos.

Un elemento importante a tener en cuenta, es que dentro del grupo vascular se encuentran diferentes enfermedades, con potenciales diferencias sobre la salud del individuo. Asimismo, no debe perderse de vista que algunas enfermedades como las osteomusculares reducen de manera importante la calidad de vida pero sus efectos sobre la esperanza de vida son mínimos. En el caso de otras enfermedades, como las cardiovasculares, puede darse el caso contrario, especialmente si tratáramos de eventos coronarios agudos⁸. En este sentido, también merece la pena recordar el problema ya mencionado de que con datos de sección cruzada podríamos incurrir en sesgos, toda vez que sólo estamos observando las características de las personas vivas, pero no se dispone de las características de los individuos fallecidos.

Dentro del grupo de variables de hábitos y estilos de vida, encontramos que hacer una vida no excesivamente sedentaria (véase definición de la variable) mejora la probabilidad de estar en el grupo de CVRS elevado en 6,8 puntos. El valor de los coeficientes de las variables relacionadas con el consumo de alcohol y tabaco es el esperado, si bien estas variables no son estadísticamente significativas. No obstante, hay que ser cuidadoso en la interpretación de variables de estilo de vida referidas en encuestas de corte transversal. Finalmente, una persona con sobrepeso tiene una probabilidad de 4,8 puntos porcentuales menor de estar en el grupo de CVRS alta respecto a una persona con normopeso, mientras que una persona con obesidad presenta una probabilidad de 9,3 puntos menor de de estar en estar en el grupo de CVRS alta⁹.

⁸ Según figura en el Plan Integral de Cardiopatía Isquémica 2004-2007, se estimaba que en el año 2002 se habían producido en España unos 68.500 infartos agudos de miocardio. De éstos, se estimaba que unos 41.000 habían llegado al hospital, mientras que unos 27.500 habrían muerto antes de forma súbita. De los que llegan al hospital, 11.000 habrán muerto a los 28 días y 12.800 lo harán antes de que transcurra un año.

La opinión respecto al sistema sanitario no da muestras de afectar a la probabilidad de situarse en uno u otro segmento.

Los efectos marginales para las otras dos categorías definidas (estado de salud regular, estado malo) se interpretan de manera equivalente

3.4.2. Comparativa entre la muestra canaria y la muestra catalana

La comparación de los determinantes de la calidad de vida relacionada con la salud entre dos grupos de población de diferentes regiones puede resultar ser un elemento de interés para los decisores públicos. Para determinar hasta qué punto los determinantes de la salud de la población residente en Canarias concuerdan con los de la población residente en Cataluña, se unen las observaciones de ambas muestras (ESC para el año 2004, ESCA para el año 2002) en un “pool” de datos, y se analizan las diferencias. Para que la comparación sea posible solo se han tenido en cuenta aquellas variables especificadas de la misma manera en ambas bases de datos. Por ello, no aparecen las variables relacionadas con el Índice de Masa Corporal (no recogido en la catalana), la variable relacionada con los accidentes (dado que la ESCA recoge los accidentes ocurridos en los últimos 15 días, mientras la ESC los recogidos en el último año) y la variable “otros problemas de salud” recoge en este caso sólo enfermedades comunes a ambas encuestas (tumores, alergia, dolores de cabeza y cataratas). Asimismo, se crea una variable adicional denominada “pool” que tendrá valor 1 si la persona fue encuestada para la encuesta catalana y 0 si lo fue para la encuesta canaria.

Es importante señalar que pueden existir potenciales problemas de endogeneidad respecto a los niveles educativos y las variables que recogen estilos de vida, en el sentido de que la mayoría de las variables asociadas con las mismas también serían potenciales determinantes de la salud (Jewell et al., 2006). Desafortunadamente, no se puede probar su existencia debido a limitaciones de los datos. Para ello, debería estimarse una ecuación por cada variable endógena, siendo necesario contar con restricciones de exclusión que permitan identificar el sistema. Si no se cuentan con variables instrumentales de suficiente calidad, es preferible señalar el problema y actuar con cautela, dado que, como señala numerosa literatura económica en diferentes áreas, los sesgos de utilizar malas restricciones de exclusión pueden ser más graves que los ocasionados por la propia endogeneidad de alguna variable explicativa

En la Tabla IX se recogen los resultados del modelo probit ordenado del “pool” de datos, indicándose los efectos marginales de las variables explicativas sobre las cuatro categorías definidas. Como principales conclusiones, puede observarse que el signo y magnitud de los coeficientes son parecidos a los obtenidos en la regresión que contempla únicamente a la muestra canaria. Así, el ser varón, joven, elevado nivel de educación y no presentar ninguna enfermedad diagnosticada, no haber sido hospitalizado ni estar de baja laboral se asocia con una mayor calidad de vida autopercibida.

No obstante, se deben señalar ciertas diferencias. En primer lugar, hay variables que no resultaban significativas para los canarios, pero sí lo son al emplear el “pool”: la educación secundaria y tener una mala opinión del sistema sanitario.

Al incorporar la muestra de Cataluña en la regresión, el tamaño de la muestra (pool) asciende hasta las 10.549 observaciones. Las diferencias entre géneros parecen haberse reducido al construir la muestra conjunta. Ahora los varones tendrán una probabilidad de 5,6 puntos porcentuales superior a la de las mujeres de encontrarse en el grupo con calidad de vida perfecta, frente a los 10,7 puntos de los canarios. En cambio, se observa una peor CVRS para las personas de mayor edad, ya que para las edades comprendidas entre los 45 y los 65, la probabilidad de tener una CVRS buena ha bajado dos puntos porcentuales (de - 8,0 a -10,4 puntos), mientras que la de los mayores de 65 ha bajado otros dos puntos porcentuales (de -16,4 a -18,4). Por lo que respecta a la educación, tanto la educación superior como la secundaria presentan un efecto más fuerte sobre la CVRS.

Respecto a las enfermedades diagnosticadas, se producen algunos cambios que se deben reseñar. En el “pool”, la probabilidad de encontrarse en el segmento de mayor calidad de vida es menor¹⁰ si se padecen enfermedades vasculares, osteomusculares o depresión. En cambio, la probabilidad de estar en dicha categoría se incrementa ligeramente para las enfermedades respiratorias, digestivas y para otro tipo de problemas.

¹⁰ Comparativamente, esto es, respecto a los resultados obtenidos en la muestra canaria (véase Tabla VIII)

Dada la significatividad de las variables que identifican a enfermedades diagnosticadas, se debe subrayar el hecho de que existen diferencias en las prevalencias encontradas en ambas poblaciones. Así, en comparación con la muestra canaria, se observa que un porcentaje ligeramente superior de la muestra catalana ha sido diagnosticada de problemas musculares y de mala circulación, si bien el porcentaje de personas de la muestra diagnosticadas de depresión o ansiedad es un punto porcentual inferior al caso canario. Por tanto, es interesante señalar que las tasas de prevalencia de enfermedades diagnosticadas en la población residente en Cataluña no son inferiores a las diagnosticada en la población residente en Canarias, incluso para patologías concretas (vasculares y osteomusculares), es superior. No obstante, no se puede derivar directamente de ello que la salud de la población canaria y catalana sean iguales. En primer lugar, las esperanzas de vida en cada comunidad presentan importantes diferencias. En segundo lugar, es conocido el hecho de que la “salud autopercibida” puede diferir sustancialmente de la “salud objetiva” (Murray y Chen, 1992), sugiriéndose que diferencias culturales y el diferente grado de desarrollo, acceso y calidad de la asistencia sanitaria (por ejemplo, ser correctamente diagnosticado) son elementos a tener en consideración (Sen, 2002). En este sentido, las medidas de salud percibido pueden ayudar a complementar a los clásicos indicadores de morbilidad poblacional.

Por último, la variable denominada “pool”, altamente significativa, indica que ser residente en Cataluña, ceteris paribus, eleva en 10,1 puntos porcentuales la probabilidad de tener salud buena-muy buena (estado de salud más elevado: valor 1 en el EQ-5D) que residir en la Comunidad Canaria; un 3,3 puntos porcentuales menos probable encontrarse en el segmento 2 (salud regular); y un 6,8 puntos porcentuales menos probable encontrarse en el segmento 3 (salud mala-muy mala). Hay que ser cuidadoso a la hora de interpretar este resultado, puesto que tal y como hemos construido esta variable (una variable dicotómica que cobra valor “1” si el individuo es residente en Cataluña y cobra valor “0” si reside en la Comunidad Canaria), la misma estaría recogiendo el efecto de muchas otras variables no observadas y, por tanto, no recogidas en la regresión que influyen de un modo determinante en la calidad de vida¹¹.

¹¹ Por ejemplo, una variable omitida del “pool” de datos y que era significativa en el modelo estimado para la población residente en canarias era el Índice de Masa Corporal. Otra variable que no aparece en ninguno de los modelos pero que podríamos esperar que estuviera positivamente asociada con la CVRS sería la renta individual y del hogar.

4. Conclusiones y discusión

Existe un reconocimiento cada vez más extendido de que las medidas clásicas de medición de la salud (esperanza de vida e indicadores de morbilidad) deben ser complementadas por medidas de calidad de vida relacionada con la salud (CVRS). En el presente estudio se ha abordado la estimación del stock de capital salud de las personas residentes en la Comunidad Canaria, combinando información referida a CVRS recogida a partir de los resultados de la Encuesta de Salud de dicha región (ECS), más los datos de esperanza de vida. Los valores de los stocks se han diferenciado por género y edad, expresándose los resultados tanto en unidades físicas (Años de Vida Ajustados por Calidad) como en unidades monetarias (asumiendo un valor de 30.000 euros para cada Años de Vida Ajustados por Calidad).

Los principales resultados apuntan que las diferencias de esperanza de vida existentes entre mujeres y varones se suavizan de manera acentuada cuando se introduce el componente de calidad de vida relacionada con la salud. Expresado de manera intuitiva, podríamos decir que las mujeres viven más que los varones, pero en un estado de salud autopercibido comparativamente peor.

Destaca especialmente la elevada prevalencia de personas que responden padecer problemas moderados o severos en las dimensiones 4 (dolor/malestar) y 5 (ansiedad/depresión) del cuestionario genérico de calidad de vida empleada en la ECS, especialmente en el caso de mujeres de mediana edad.

Los resultados se han comparado con los obtenidos en un estudio previo (Zozaya et al., 2005), donde se realizó un ejercicio similar con la población residente en Cataluña. La principal conclusión de este ejercicio sería que el stock de salud de una persona representativa de la población residente en Canarias es notablemente inferior al de una persona representativa de la población residente en Cataluña, cualquiera que sea el tramo de edad y el género escogidos para realizar la comparación. Ello se debe tanto a una menor esperanza de vida como a una calidad de vida relacionada con la salud reducida en el caso de la población canaria en relación con la catalana.

En la segunda parte del trabajo se ha realizado un análisis estadístico cuyo objeto era identificar variables explicativas significativas de la salud de la población canaria. Dada la naturaleza de la encuesta (datos obtenidos en un único corte transversal) no es posible un análisis de la supervivencia de los individuos que conforman la muestra. Por ello, el análisis se centra en el estado de salud autopercibido, es decir, en la calidad de vida relacionada con la salud (CVRS).

Para dicho objeto, y dada la especial distribución de la variable dependiente, fuertemente asimétrica y concentrada en valores iguales a uno (valor máximo) o cercanos, se construyó una variable discreta que clasifica a los individuos en tres categorías (salud muy buena o buena; salud regular; salud mala o muy mala). A continuación se llevó a cabo un modelo probit ordenado donde se identifican a las variables explicativas estadísticamente significativas. Así, ceteris paribus, los varones señalan un mejor estado de salud autopercibida que las mujeres, si bien en tramos altos de edad, las diferencias se suavizan. En segundo lugar, a mayor edad, el estado de salud percibido es peor. En tercer lugar, un mayor nivel de estudios está positivamente asociado con una mejor calidad de vida relacionada con la salud. Pasando ya al bloque de enfermedades diagnosticadas, las dos enfermedades con mayor impacto sobre la calidad de vida percibida son las enfermedades osteomusculares (artritis, artrosis, hernias, dolores de espalda y osteoporosis) y la ansiedad o depresión. Este hecho es el esperado a priori, dado que existe una correspondencia directa entre estas dos enfermedades y dos de las dimensiones del cuestionario genérico empleado para la medición de la CVRS el EQ-5D. Otras enfermedades que reducen la calidad de vida de las personas que la padecen son las enfermedades vasculares, las respiratorias o las digestivas. Haber estado hospitalizado o haber sufrido un accidente aumenta la probabilidad de notificar algún problema en alguna de las dimensiones del EQ-5D.

El presentar hábitos de vida saludables mejora la calidad de vida autopercibida. Esto sucede principalmente con el ejercicio físico. En cambio, los efectos de fumar o de consumir alcohol no se reflejan directamente en la salud del individuo, probablemente por un problema de autoselección y porque los efectos de estos hábitos se perciben a largo plazo. Asimismo, el sobrepeso y la obesidad explican por sí mismas una menor calidad de vida. Finalmente, en principio, no parece existir asociación entre la percepción del ciudadano canario hacia su sistema sanitario y su estado de salud percibido.

El ejercicio estadístico realizado al unir la muestra canaria con la catalana, subraya la mayor parte de los resultados obtenidos, si bien introduce algunos matices interesantes (el efecto significativo de la educación secundaria frente a la primaria o la asociación la visión del sistema sanitario y la CVRS), ausente de la ESC. Es reseñable, el efecto significativo de la variable dicotómica introducida para señalar la diferencia entre los componentes de la muestra conjunta (“pool”) residentes en Cataluña de los residentes en Canaria. Ello nos lleva a señalar la existencia de otros determinantes de la CVRS no recogidos por ambas encuestas o no directamente comparables entre las dos muestras, lo cual llevaría a recomendar que se cuidara con especial énfasis la introducción de otras variables en las encuestas de salud (Índice de Masa Corporal, renta del hogar,…) y se facilitara la comparabilidad entre encuestas españolas de diferentes Comunidades Autónomas (CCAA).

Los resultados mostrados pueden ser de utilidad para decisores sanitarios y públicos, en general, en varios sentidos.

En primer lugar, se ha señalado la existencia de diferencias importantes en el stock de capital salud entre dos CCAA. Si bien los responsables públicos de la región mejor situada deberán seguir intentando responder a las demandas de sus ciudadanos y buscar mejorar los resultados alcanzados en términos de los Años de Vida Ajustados por Calidad, este resultado debería servir de incentivo a las autoridades canarias para investigar en mayor profundidad las causas de dichas diferencias e implementar en su Plan de Salud medidas tendentes a corregir dichas desigualdades.

En segundo lugar, se ha de profundizar en el estudio de las diferencias de salud entre los individuos dentro de cada región. Dado que las encuestas de salud no siguen a los individuos a lo largo del tiempo, deben ser complementadas por estudios epidemiológicos de supervivencia y de mortalidad prematura donde se recoja información socioeconómica de los individuos. Ahora bien, la ECS y la ESCA nos permiten identificar importantes variaciones en la calidad de vida percibida de los individuos en función de su género y de su nivel de estudios, por ejemplo, una vez que se han controlado el resto de variables explicativas. Asimismo, aunque no ha sido el objeto de nuestro trabajo, sería interesante realizar análisis de prevalencia de enfermedades y de factores de riesgo por categorías socioeconómicas como el nivel de renta familiar o el nivel de estudios, así como profundizar en el estudio de las diferencias de salud percibidas entre varones y mujeres.

Finalmente, el cálculo del stock agregado de capital salud de una región y su posible evolución puede ser una herramienta informativa y de apoyo en el proceso de toma de decisiones, al permitir la realización de Análisis Coste Beneficio generalizados, donde se comparen los costes soportados por implementar una política sanitaria o intersectorial determinada (por ejemplo, la prevención de la obesidad infantil, o la ampliación de un paquete de servicios preventivos) con los beneficios estimados de mejorar la esperanza y calidad de vida de la población. En este sentido, la valoración de la salud de la población utilizando conceptos multidimensionales formaría parte del desarrollo de métodos y herramientas que permitan una mejor compresión de la efectividad de intervenciones sanitarias y una más correcta valoración de los rendimientos de los sistema de salud (Street et al, 2006).

Madrid, 28 de septiembre de 2007

Agradecimientos:

Este trabajo ha recibido una ayuda no condicionada del Instituto de Estudios Fiscales para su realización. Los autores del trabajo agradecen a Pedro Serrano y al Servicio Canario de Salud su apoyo en la realización de este informe y en la obtención de los datos. Asimismo, agradecemos los comentarios realizados de una versión preliminar de este trabajo a José María Labeaga, Vicente Ortún, Salvador Peiró, Jaume Puig-Junoy, Patricia Triunfo, Fernando Rodríguez Artalejo, Pilar García y a los asistentes a dos seminarios (jornada organizada por el Server Catalá de la Salut y XXVII Jornadas de Economía de la Salud) donde se presentó una versión previa de este trabajo. Beatriz González López-Varcárcel debe recibir un agradecimiento aparte pues nuestro repetido asalto fue siempre respondido de inmediato con cuidadosa atención y sabia ayuda a partes iguales. Los errores son exclusivamente imputables a nuestra impericia

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Tabla I Principales características de la población canaria (Encuesta de Salud Canaria - ESC) y comparación con la población catalana (Encuesta de Salud de Cataluña-ESCA)

Fuente: Encuesta Canaria de Salud (2004) y elaboración propia; a) No comparables porque la ECS incluye los accidentes acaecidos en el último año, y la ESCA los acaecidos en los últimos 15 días. b) La ESC incluye problemas digestivos leves que no incluye la ESCA c) La ESCA no aporta datos sobre talla y peso.

Tabla II Comparación de la prevalencia de enfermedades reseñadas por la ESC (2004) y la ESCA (2002) a nivel poblacional

*angina de pecho, infarto, insuficiencia cardiaca. Fuente: Encuesta Canaria de Salud (2004), Encuesta de Salud de Cataluña (2002) y elaboración propia.

Tabla III Porcentaje de varones que señalan padecer problemas moderados o severos en diferentes dimensiones y valor medio referido de Calidad de Vida Relacionada con la Salud (CVRS) por grupo de edad.

Fuente: elaboración propia a partir de la ECS (2004) y ESCA (2002)

Tabla IV Porcentaje de mujeres que señalan padecer problemas moderados o severos en diferentes dimensiones y valor medio referido de Calidad de Vida Relacionada con la Salud (CVRS) por grupo de edad.

Fuente: elaboración propia a partir de la ECS (2004) y ESCA (2002)

Tabla V Años de Vida Ajustados por Calidad (AVACs) en la población canaria

Fuente: elaboración propia

Tabla VI Stock de capital salud (Tarifa TTO). Unidades físicas (AVACs). Comparación Canarias-Cataluña

Fuente: elaboración propia

Tabla VII Stock de capital salud. Unidades monetarias. Comparación Canarias-Cataluña

Fuente: elaboración propia Caso base: valoración de 1 AVAC = 30.000 euros

Tabla VIII Resultados del modelo probit ordenado Encuesta de Salud Canaria (ESC)

* coeficientes significativo s al 90% de significación. ** coeficientes significativo s al 9 5% de significación.

Tabla IX Resultados del modelo probit ordenado Pool (ESC y ESCA)

* coeficientes significativo s al 90% de significación. ** coeficientes significativo s al 9 5% de significación.

Tabla A.1. Descripción de las variables

¹² Aquellos a quienes en los últimos 12 meses el médico les ha dicho que padecen este problema de salud o consumen medicamentos con receta para este problema.