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ANÁLISIS MULTINIVEL DE LA INFLUENCIA DE
CARACTERISTICAS INDIVIDUALES, CAPITAL SOCIAL Y
PRIVACIÓN EN EL ESTADO DE SALUD PERCIBIDA EN ESPAÑA
Autores: José Jesús Martín Martín, María del Puerto López del Amo, Leticia García Mochón, María Natividad Moya Garrido, Francisco Jódar Sánchez
Afiliación de los autores:
J J. Martín Martín: Departamento de Economía Pública, Universidad de Granada M.P. López del Amo: Departamento de Economía Pública, Universidad de Granada L. García Mochón: Escuela Andaluza de Salud Pública M. Natividad Moya Garrido: Escuela Andaluza de Salud Pública Francisco Jódar Sánchez: Escuela Andaluza de Salud Pública
Financiación del proyecto: Proyecto financiado por el BBVA y la Consejería de Salud de la Junta de Andalucía
EL ESTADO DE SALUD PERCIBIDA EN ESPAÑA
RESUMEN
El objetivo del trabajo es analizar las influencias de variables individuales y ecológicas a nivel provincial en la salud autopercibida individual mediante un modelo logístico multinivel, a partir de los datos de la Encuesta Nacional de Salud del año 1999 y de tres variables ecológicas de desigualdad: dos medidas alternativas de capital social y un índice de privación social. La estrategia de modelización se compone de 7 modelos secuenciales.
Los resultados obtenidos indican que una vez tenidas en cuenta todas las características individuales para el individuo de referencia (un hombre de 50 años, casado, no bebedor, que practica ejercicio físico, con nivel de estudios primarios y que trabaja por cuenta ajena) la probabilidad de percibir mala o muy mala salud para este individuo es de 22,54% (un 5,26% menos que la media).
Con respecto a las variables personales se encuentra una relación positiva entre la edad, ser mujer, estar en situación de divorcio o viudedad, no practicar ejercicio físico, carecer o tener bajos niveles de estudios, recibir pensiones no contributivas o estar en situación de desempleo y tener una mala percepción de la salud. Ser joven, varón, casado, soltero o separado consumir alcohol, tener mayor nivel de estudios y ser trabajador por cuenta ajena se relacionan con tener una sensación más saludable.
En cuanto a las variables contextuales, ninguna de las dos variables de capital social consideradas, económica o sociológica (participación electoral), mostró relación estadísticamente significativa, aunque los coeficientes del modelo apuntan a que a igualdad del resto de variables, el aumento en una unidad en el nivel de capital social provincial aumenta la probabilidad de tener una buena percepción de salud.
El índice de privación a nivel provincial si mostró resultados estadísticamente significativos. La probabilidad de padecer una peor salud autopercibida aumenta de acuerdo al incremento en la privación provincial, con un aumento porcentual del 6,1% en el riesgo.
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Europea es de 1,84 años, y el impacto sobre la esperanza de vida con buena salud de 5,14 años (Mackenbach et al, 2007).
Sin embargo, resulta difícil dilucidar cuáles son los mecanismos causales que explican el gradiente social y cuál podría ser la agenda política para intervenir efectivamente. Un primer problema reside en la imposibilidad de una aproximación exenta de juicios de valor, aunque puede medirse la desigualdad social en salud de muchas formas, es inevitable establecer un juicio normativo sobre lo que se considera una distribución deseable y legitima desde un punto de vista ético. Por ejemplo, no es lo mismo asumir la definición clásica de equidad en salud como igualdad de acceso para necesidad igual, que concebirla como una sistemática reducción de las diferencias innecesarias, evitables e injustas entre grupos poblacionales y áreas geográficas (Starfield, 2007).
En segundo lugar, nos enfrentamos a problemas metodológicos de envergadura. Aunque el género, la renta, el nivel educativo, el tipo de empleo o el estado civil muestran asociaciones estadísticas con indicadores de salud, es difícil establecer conclusiones empíricas robustas. Igualmente sucede con el área geográfica de residencia y las variables ecológicas asociadas como la desigualdad de renta, el capital social o la privación. En numerosas ocasiones los resultados de los estudios son contradictorios entre sí, pero incluso cuando la asociación estadística es robusta resulta complejo establecer la causalidad de la misma (¿es la pobreza la causa de la peor salud, o es la enfermedad la que vuelve pobre a las personas?) y los mecanismos subyacentes de relación. Muchas variables socioeconómicas están correlacionadas entres sí, lo que complica estimar las relaciones independientes de cada una con la salud, además dichas interrelaciones entre variables son frecuentemente no lineales (Fuchs, 2004).
Por ejemplo, la influencia del área geográfica de residencia sobre la salud de la población, está suficientemente contrastada empíricamente, pero resulta complejo determinar que parte puede ser explicada por variables de contexto, como el capital social o la privación, y que partes son consecuencia del efecto composición de las características individuales de las personas que residen en un territorio (Mohan et al, 2004).
Finalmente, los resultados de los estudios son fuertemente contingentes a las características institucionales y sociales de cada país, la información disponible y las
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variables independientes seleccionadas, así como a la forma de especificación de los modelos y la variable dependiente de salud utilizada.
En España, el estudio de las desigualdades sociales en salud, ha proporcionado una sólida evidencia empírica sobre su existencia (Benach, 1995, Urbanos, 2000; Rico et al, 2005). Sin embargo la mayoría de los trabajos son de naturaleza agregada, existiendo escasa literatura basada en modelos multinivel, que tienen la virtualidad de sortear tanto la falacia atomista como la ecológica, y manejar los efectos composición, delimitando la influencia de variables individuales relevantes, como el género, la educación, la renta o los estilos de vida, de las variables de contexto asociadas al territorio como el capital social o la privación.
El objetivo de este trabajo es analizar la influencia que sobre la salud percibida ejercen variables individuales como la edad, el género, el estatus social y económico, o los estilos de vida, conjuntamente con variables ecológicas a nivel provincial, el capital social y la privación. El modelo estadístico utilizado ha sido la regresión logística multinivel. Se han considerado dos medidas de capital social, una proveniente de la literatura sociológica, el porcentaje de participación electoral, muy utilizada en estudios internacionales, y otra económica gracias al cálculo de capital social efectuado por Pérez et al (2005). El índice de privación utilizado, es el desarrollado por Sánchez Cantalejo et al. (2007) para los municipios españoles.
Los resultados confirman la influencia de las variables de estatus económico sobre la salud percibida. En relación a las dos medidas de contexto del capital social ninguna ha resultado estadísticamente significativa, si bien la medida económica del mismo señala una tendencia entre peor salud percibida y provincias con menos capital social. El índice de privación de Sánchez Cantalejo et al (2007) sí resulta significativo, la probabilidad de padecer una peor salud autopercibida aumenta de acuerdo al incremento en la privación provincial, con un aumento porcentual del 6,1% en el riesgo.
A diferencia de otros primates, los seres humanos podemos imaginar y planificar el futuro de forma estratégica, a partir de la información previa disponible. También al parecer somos capaces de trascender los instintos morales en marcos éticos y normativos sobre lo deseable socialmente. La existencia de desigualdades sociales en salud esta contrastada, tanto a nivel internacional como en España. Este trabajo es una modesta aunque novedosa aportación en este terreno. Una agenda de
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vida, medio ambiente, biología humana y servicios sanitarios. Posteriormente, el informe Black publicado en 1980 (Black et al, 1988) señaló que las clases sociales más desfavorecidas tenían tasas de mortalidad superiores a las más aventajadas después de controlar por factores de riesgo individuales y que una de las posibles hipótesis explicativas es la posición social de los individuos, de forma que los grupos sociales peor situados en la escala social tienen peor salud porque viven en ambientes sociales menos saludables. Evans et al (1994) propusieron un marco de referencia sobre los factores que determinan la salud de la población en el que además del entorno físico, la carga genética y la asistencia sanitaria, la salud también está condicionada por el entorno social y económico.
Existe una sólida evidencia empírica sobre la relación entre desigualdades socioeconómicas, especialmente relativa a distribución de ingreso, pobreza y privación y salud, medida tanto con indicadores de morbi-mortalidad, como con indicadores de percepción subjetiva. Los trabajos de Richard Wilkinson, Bruce Kennedy e Ichiro Kawachi para Reino Unido y Estados Unidos han puesto de manifiesto que la desigualdad de renta es un elemento importante para explicar la mortalidad de los países desarrollados con independencia de la situación socioeconómica individual (Kawachi et al, 1999) existiendo por tanto un gradiente social que se acentúa negativamente entre las clases menos privilegiadas (Szwarcwald, 2002; Rico, 2002). La hipótesis básica para los países desarrollados, donde las condiciones materiales de la población más desfavorecida cumplen unos mínimos vitales, consiste en suponer que los efectos sobre la salud de un contexto socioeconómico desfavorable se canalizan sobre todo a través de la exclusión social, y el predomino de relaciones sociales basadas en la dominación, el conflicto y la sumisión (Wilkinson, 2000; Rico et al 2005). Pickett y Pearl (2001) encuentran influencia de al menos una de las características sociales locales en la salud individual en 21 de 23 estudios publicados, ajustado por las características socioeconómicas individuales antes de 1998. Otros autores han encontrado que mayor desigualdad de renta en el estado supone un aumento en la probabilidad de encontrarse peor (34%) o menor renta a nivel estatal aumento de 27% en la probabilidad (Blakely et al, 2001). Olsen et al (2007) seleccionan el PIB per cápita a nivel nacional como el determinante más importante de la salud autopercibida individual. Wen et al (2003) encuentran que el nivel de renta, medido como porcentaje de individuos en hogares con ingresos superiores a 50.000$, es el principal determinante de la salud autopercibida, aunque cuando se tiene en cuenta la educación como variable ecológica, esta influencia disminuye (un aumento del 10%
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del porcentaje de individuos en hogares con ingresos superiores a 50.000$ supone un aumento de un 17% en la probabilidad de encontrarse mejor). Esta variable deja de ser significativa si se introduce el capital social. Wen et al (2003) demuestran que el efecto de la desigualdad de renta sobre la salud autopercibida desaparece cuando se tiene en cuenta la educación a nivel ecológico.
La literatura a nivel internacional muestra dos tendencias. En primer lugar la búsqueda de explicaciones centradas en la cohesión social, y en indicadores que la midan, destacando en este sentido el capital social de una comunidad o territorio como expresión de la densidad de redes o tejido asociativo (Kawachi et al 1999a; Marmot et al, 1999) y la búsqueda de indicadores sintéticos que capten la desigualdad socioeconómica a nivel de área geográfica, como la desigualdad de renta o la privación social. En segundo lugar, aprovechando los desarrollos estadísticos que permiten trabajar con datos que presentan distintos niveles de agregación, como son los modelos jerárquicos o multinivel. Subramanian et al (2004) en una revisión de estudios sobre desigualdad económica y salud, identifican 6 estudios multinivel de un total de 15 en Estados Unidos que investigan las relaciones entre salud y desigualdad de renta, y 6 estudios fuera de Estados Unidos, de los cuales 4 son multinivel.
En España, también hay una tradición investigadora sólida que estudia las relaciones entre desigualdades socioeconómicas y salud, como refleja la excelente revisión de Rico et al (2005), si bien la mayoría de los estudios son de naturaleza ecológica, destacando los trabajos de Regidor et al (1997), Borrell et al (1999); Urbanos (2000); Benach et al (1999); Gutiérrez-Fisac et al (2000). Recientemente Regidor et al (2006) en uno de los escasos estudios sobre desigualdades sociales en salud que utilizan modelos multinivel para toda España encuentran que las diferencias en la probabilidad de declarar peor salud autopercibida según el nivel de renta han disminuido entre 1987 y 2001. No se han encontrado estudios previos como el de este trabajo que investiguen para el conjunto del estado español la influencia del capital social y la privación como variables ecológicas en la percepción de salud de los individuos. En el Anexo I se recoge un resumen los principales estudios que investigan las desigualdades sociales en salud.
La salud autopercibida es la variable de estado de salud utilizada con más frecuencia (Ala-Mursula et al, 2002), pero la literatura recoge la influencia ecológica del capital social en la salud medida a través de otras variables dependientes como se ejemplifica en la tabla 1.
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al menos pueden identificarse (Sapag, 2007): la rápida difusión de información, educación y promoción de la salud que aumenta la probabilidad de adopción de comportamientos saludables, la mayor facilidad de acceso a los servicios públicos y de ocio, y el apoyo afectivo recíproco, que fomenta la autoestima y el respeto mutuo.
El concepto de capital social es polisémico, sin que exista una definición clara y consensuada, lo que ha generado diversas aproximaciones, tanto desde un punto teórico como empírico. A grandes rasgos pueden dividirse en sociológica y económica (Nahapiet et al 1996; Kenmore 2001; Serrano 2002; Ayerbe et al 2005).
La perspectiva sociológica, de mayor tradición, tiene entre sus referentes básicos a Putnam (1993), Bordieu (1983) y Coleman (1988) y comprende asimismo dos enfoques: de redes y comunitario. El enfoque de redes estudia el capital social desde el punto de vista de los recursos a los que una persona accede o encuentra a través de sus relaciones sociales (Schuller et al, 2001). Según Bordieu (1983) el capital social es un recurso acumulable y está ligado a una red duradera de relaciones de vecindad, trabajo o intercambio transformadas a relaciones selectivas y duraderas por la gratitud, pertenencia al grupo y/o conciencia de los límites del grupo. Por su parte Coleman (1988) identifica la importancia de la estructura social, de tal forma que el capital social es inherente a la estructura de relaciones entre dos o más agentes y nunca es totalmente independiente de las mismas, de forma que si no existen relaciones sociales el capital social no tiene valor. Cuando en las relaciones entre individuos interviene la incertidumbre, la existencia de confianza reduce los costes de transacción y de supervisión.
Robert Putnam (1995) es el referente básico del enfoque comunitario del capital social definiéndolo como “Las características de la organización social tales como las redes, normas y confianza social que facilitan la coordinación y cooperación para el beneficio mutuo.” Esta corriente tiende a equiparar el capital social con el grado de compromiso cívico o confianza en una comunidad, de lo que se deduce la necesidad de un abordaje a nivel agregado, de grupo o comunitario.
Desde la perspectiva económica el concepto de capital social ha sido recuperado, durante las dos últimas décadas para explicar fenómenos económicos muy diversos como el crecimiento económico, la productividad en el trabajo, la competitividad o los procesos de descentralización territorial. De forma similar al tratamiento del capital físico, el capital social se considera un activo duradero, resultado de una inversión
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costosa que se deprecia y que es valioso porque ofrece beneficios de algún tipo. Bajo la perspectiva de la elección racional el capital social es el resultado de la inversión que realiza un agente a lo largo del tiempo, por considerarla la mejor opción en la asignación de los recursos de que dispone. Su medición requiere identificar cómo opera el proceso e inversión correspondiente que, según la lógica económica, se producirá cuando los beneficios derivados de la inversión superen a sus costes.
La falta de consenso sobre el concepto de capital social se traslada al problema de su medición y cuantificación, aunque el desarrollo de propuestas e indicadores ha crecido en los últimos años basados fundamentalmente en la realización de encuestas de base poblacional complementadas en algunos casos con entrevistas semiestructuradas orientadas en su mayoría a medir tres dimensiones: Confianza y solidaridad entre los ciudadanos, adherencia a las normas y participación en la sociedad mediante la pertenencia a asociaciones. Entre las herramientas e indicadores utilizados en la literatura destacan las propuestas que autores como Grootaert et al (2002) realizaron para el Banco Mundial, o las herramientas como las de La agencia Australiana de Estadística ( Australian Bureau of Statistics , 2004) o el gobierno canadiense (PRI, 2005).
En España, la medición del capital social se ha realizado tradicionalmente a través de dos de los indicadores más utilizados en la literatura internacional, la pertenencia a asociaciones cívicas y el nivel de confianza interpersonal (Torcal et al, 2000; Mota et al, 2000) desde un enfoque sociológico y con un nivel de desagregación autonómico.
Recientemente Pérez et al (2005) han revitalizado la aproximación económica al capital social utilizando una metodología similar a la empleada para la medición del resto de capitales acumulados, en la que se tienen en cuenta los pagos futuros y los costes de obtención. Este estudio permite utilizar una medida homogénea de capital social tanto a lo largo del tiempo, como a nivel provincial y es una de las utilizadas en el presente estudio.
La mayoría de los estudios sobre relaciones entre capital social e indicadores de salud utilizan el enfoque sociológico, estimándolo mediante variables proxy como la participación electoral (Mohan et al, 2005; Islam et al, 2006) o la sensación de seguridad en el vecindario (Subramanian et al, 2001 y 2002).
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Tradicionalmente, la estimación de la privación se ha realizado mediante indicadores simples como nivel de ingresos, educación, clase social, tasa de desempleo, etc. (Perotti, 1993, Dunleavy, 1979 y Coburn, 2000). La principal limitación de estos indicadores simples es la dificultad de capturar el complejo significado del concepto de privación.
Alternativamente la construcción de índices sintéticos puede solucionar algunos de estos problemas, siendo las técnicas más utilizadas, la suma de variables tipificadas y el análisis de componentes principales que tiene la ventaja de determinar endógenamente las ponderaciones de cada variable (Niggebrugge et al 2005, Domínguez-Berjón y Borrell 2005, Benach y Yasui 1999).
Los índices compuestos más usados son los de Townsend, Jarman y Carstairs o aproximaciones de los mismos en países en los que no disponen de las variables necesarias para su elaboración. (Desai y Shah 1988, Crayford et al 1995, Conduit et al, 1996, Soomro et al 2002).
Existe una amplia literatura que relaciona privación con resultados en salud (Davey et al, 2001; Salmond y Crampton, 2002; Carr-Hill y Chalmers-Dixon, 2002) evidenciando la influencia de la primera en la segunda (Morris y Carstay, 1991; Sloggett y Joshi 1998; Boyle et al, 1999; Testi et al, 2005), aunque los estudios que utilizan técnicas multinivel incorporando indicadores sintéticos de privación a nivel de área geográfica son escasos (Torsheim et al 2004).
En España existe evidencia empírica sobre las relaciones entre privación y salud, tanto a nivel regional como a niveles geográficos mas desagregados (Ministerio de Sanidad y Consumo, 2005). Por ejemplo, para las enfermedades cardiovasculares que constituyen la primera causa de muerte en España con el 34% de los fallecimientos en el año 2002, Canarias y Andalucía, dos de las regiones con mayor nivel de privación y pobreza del Estado, presentan un 40% y 25% de mortalidad superior a la media española ocupando las últimas posiciones. Aunque de menor importancia en términos absolutos, la mortalidad por diabetes mellitus sigue también un claro patrón norte-sur que tiene nuevamente en Canarias y Andalucía sus peores resultados con una mortalidad un 73% y un 51% superior respectivamente a la media de España.
Varios indicadores de morbilidad parecen seguir un patrón de desigualdad Noreste- Suroeste correlacionado con la pobreza y la privación. El Atlas de mortalidad en áreas
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pequeñas en España (Benach et al, 2001) establece con claridad un gradiente norte- sur para la enfermedad isquémica del corazón y las enfermedades cerebrovasculares. Benach y Yasui (1999) han utilizado dos índices de privación sintéticos a nivel autonómico, obteniendo como resultado que el exceso de mortalidad es directamente proporcional al aumento de la privación.
En este trabajo se ha utilizado como medida de privación social el índice estimado por Sánchez-Cantalejo et al (2007) sobre áreas pequeñas, en concreto, 8.108 municipios españoles definidos en el Censo de Población, Viviendas y Hogares 2001, (INE 2004). El método estadístico utilizado por los autores fue un Análisis Factorial de Componentes Principales. Las variables consideradas fueron: desempleo (número de parados por cada 100 personas activas), analfabetismo (número de analfabetos mayores de 10 años por cada 100 personas mayores de 10 años), trabajadores manuales (número de Artesanos y trabajadores cualificados de las industrias manufactureras, la construcción, y la minería; operadores de instalaciones y maquinaria, y montadores; y trabajadores no cualificados por cada 100 trabajadores), hogares sin vehículo (número de hogares sin disponibilidad de vehículo por cada 100 hogares), índice de dependencia (número de personas mayores de 64 años dividido entre número de personas menores de 15 años), y extranjeros en edad activa (número de extranjeros entre 16-49 años que en 1991 vivían en el extranjero por cada 100 extranjeros).
Las variables que conforman el primer factor se pueden considerar como aproximación al concepto de privación en España, cuyas puntuaciones oscilaron entre -1,13 y 1,9, siendo los valores más altos correspondientes a municipios con más privación. Mediante el uso de terciles el índice de privación obtuvo una división de los municipios españoles en la que las zonas de más privación tienen los valores más altos.
2. METODOLOGÍA
Para la realización del estudio se ha utilizado la Encuesta de Discapacidades, Deficiencias y Estado de Salud de 1999 (EDDES99), elaborada por el Instituto Nacional de Estadística (INE), en colaboración con el Instituto de Migraciones y Servicios Sociales (IMSERSO) y la Fundación ONCE, que cubre el conjunto de personas que residen en viviendas familiares principales, del ámbito geográfico de
EL ESTADO DE SALUD PERCIBIDA EN ESPAÑA El análisis descriptivo de las variables de estudio se recoge en la tabla 3.
Tabla 3. Análisis descriptivo de las variables utilizadas en el estudio de la influencia del capital social y otras variables individuales y de contexto en el estado de salud percibido. VARIABLE DEPENDIENTE Categoría base (%) Categorías de contraste (%) Salud autopercibida Buena (55,1) Muy buena (12,6) Regular (25,6) Mala (5,8) Muy mala (0,9) VARIABLES INDEPENDIENTES NIVEL 1: INDIVIDUOS (60.666) MEDIA (Años) RANGO (Años) ASIMETRÍA* CURTOSIS** EDAD 50 99-16 0,04 1, CATEGORÍA BASE (%) CATEGORÍAS DE CONTRASTE (%) SEXO Hombre (52)^ Mujer (48) ESTADO CIVIL Casado (53,8) Soltero (29,7) Separado (13,6) Divorciado (1,8) Viudo (1,1) CONSUMO DE TABACO No (71,3)^ Si (28,7) CONSUMO DE ALCOHOL No (55,8) Si (44,1) EJERCICIO FÍSICO Si (81,6)^ No (18,2) FUENTE DE INGRESOS Trabajo por cuenta ajena (40,2) Trabaja por cuenta propia (12,8) Pensiones contributivas (38,4) Pensiones no contributivas (1,9) Subsidios por desempleo (2,0) prestaciones (0,0) otros subsidios (0,4) rentas (0,6) otros (1,2)
NIVEL DE ESTUDIOS
Secundarios (33,4) Analfabetos (14,6) Obligatorios (29,7) Superiores (22,2) NIVEL 2: PROVINCIAS (50) MEDIA RANGO ASIMETRÍA* CURTOSIS** Capital social Pérez et al (2005) 7,6 0,2-49,07 2,32 3, % participación electoral 69,47 55,9-78,6^ -051 -0, Índice de privación 0,2103 -1,13 -1,9^ 0,85 -0, Fuente: Elaboración propia a partir de los datos de la Encuesta de Discapacidades, Deficiencias y Estado de Salud de 1999, el Instituto Nacional de Estadística 2001 y el Instituto Valenciano de Investigaciones Económicas de 2000
- La asimetría positiva indica una distribución unilateral que se extiende hacia valores más positivos. La asimetría negativa indica una distribución unilateral que se extiende hacia valores más negativos. **La curtosis caracteriza la elevación o el achatamiento relativos de una distribución, comparada con la distribución normal. Una curtosis positiva indica una distribución relativamente elevada, mientras que una curtosis negativa indica una distribución relativamente plana.
La variable dependiente “salud autopercibida”, que la Encuesta Nacional de Salud recoge en cinco categorías (muy buena, bueno, regular, mala y muy mala) se ha colapsado a una variable dicotómica en la que “buena salud autopercibida” engloba las categorías buena y muy buena, mientras que “mala salud autopercibida” hace referencia a los estados regular, malo y muy malo.
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Como variables independientes se incluyen en primer lugar la edad, el sexo y el estado civil. La edad se ha considerado centrada en torno a la media (50 años) tal y como se utiliza de forma mayoritaria en la literatura (Subramanian et al, 2001 y 2002, Gerdtham y Johannesson, 2004 o Islam et al, 2006). En nuestro caso, la edad presenta valores comprendidos entre 16 y 99 años, siendo el rango de 83 años y presentando una distribución similar a una normal ligeramente desplazada a la derecha (asimetría de 0,04256) y algo más plana (curtosis de -1,16).
En relación al sexo, se ha considerado “ser hombre” como categoría de referencia ya que representaba el 52% de la población de estudio. Autores como Blakely et al (2001), Subramanian et al, (2002), Islam et al (2006), Lindström et al (2004) o Gerdtham et al (2004) definen también “hombre como categoría base”, mientras que otros optan por tomar como referencia “ser mujer”, como Browning et al (2002), Mohan et al (2005) y Subramanian et al (2001).
El estado de salud se ha categorizado en casado, soltero, viudo, separado legalmente y divorciado, tal y como se recoge en la Encuesta Nacional de Salud para el año 1999, siendo la primera de ellas la considerada de referencia (57,7%). Esta caracterización es similar a la utilizada por otros autores como Subramanian et al, (2001). Otros autores como Browning et al (2002), Gatrell et al (2004) o Wen et al (2003) la convierten en una ficticia que contiene sólo las opciones soltero (que incluye separados, solteros, viudos y divorciados) y casado, tomando una de ellas como base y la otra como contraste.
Un segundo grupo de variables independientes incluye aquellas referidas a los hábitos de vida. Estos factores son frecuentemente utilizados en la bibliografía debido fundamentalmente a la demostrada influencia que estos comportamientos tienen sobre el estado de salud y la creciente conciencia social de su relevancia en el bienestar personal.
El hábito tabáquico de los individuos se presenta en la Encuesta Nacional de Salud como una variable policotómica con cuatro categorías: fuma diariamente, fuma de vez en cuando, no fuma pero ha fumado antes, no fuma ni ha fumado nunca de manera habitual. Se han considerado sólo las categorías fumador y no fumador de forma similar a la mayoría de los trabajos publicados en la literatura (Subramanian et al (2001), Mohan et al (2005), Wen et al (2003) y Browning et al (2002).
EL ESTADO DE SALUD PERCIBIDA EN ESPAÑA aproximaciones, provenientes del enfoque económico y sociológico respectivamente. La medida económica de capital social utilizada es la calculada por Pérez et al (2005) que comprende las variables y proxyes reflejadas en la tabla 4.
Tabla 4. Variables y Proxyes utilizadas en la estimación del Stock de capital social realizada por Pérez et al. VARIABLE PROXY C Grado de conexión de la red * Ratio Crédito/PIB C’(Is) Coste marginal de la inversión en capital social % población en edad de trabajar con al menos estudios medios G índice de desigualdad de la distribución de la renta Índice de Gini D Tasa de depreciación de stock de capital social Tasa de paro ρ Tasa de descuento T-t Esperanza de vida de la edad media de la población N Número de ocupados Y Renta PIB W Salario Remuneración de asalariados/ocupados K Stock de capital físico Stock de capital privado no residencial *La variable c en el modelo teórico está acotada entre 0 y 1. Por tanto, tanto en el caso de la estimación de España, como por CCAA y provincias, las ratios Créditos/PIB han sido reescaladas por el máximo valor de las CCAA y provincias. En el caso de la muestra internacional los datos han sido reescalados utilizando el máximo valor de la ratio para los países de la OCDE. Fuente: Pérez F. (Dir); Montesinos V; Serrano L; Fernández de Guevara J. (2005). “La medición del capital social: una aproximación económica”. Bilbao. Fundación BBVA.
Según esta aproximación, el capital social en España tiene un mínimo de 0,2 que corresponde a la provincia de Zamora y un máximo de 49,07 asociado a Madrid en el año 1999. Su distribución no es normal, está volcada a la derecha y más elevada (asimetría y curtosis de 2,32 y 3,85 respectivamente).
La segunda medida de capital social empleada ha sido la participación electoral, introducida en el modelo como variable proxy de forma similar a otros autores (Islam et al, 2006; Ali et al, 2006; Blakely et al, 2001). Se han considerado los porcentaje de votos de cada provincia española (excluyendo Ceuta y Melilla) en las Elecciones al Congreso de los Diputados del 12 de Marzo de 2000. Estos valores varían entre el 55,87% de la provincia de Guipúzcoa y el 78,64% de Cuenca. Finalmente, como se ha descrito anteriormente se ha utilizado, el índice de privación municipal obtenido por Sánchez-Cantalejo et al (2007). El índice de privación provincial se ha obtenido como la medía estadística de los índices de privación de todos los municipios que componen cada una de las provincias. Los resultados se encuentran recogidos en la tabla 5. Su rango abarca valores comprendidos entre -1, y 1,9, los valores más altos se identifican con las provincias de mayor privación y de la misma forma los más pequeños con las de menor.
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Fuente: elaboración propia a partir de los datos de SÁNCHEZ CANTALEJO C, OCAÑA-RIOLA, R, FERNÁNDEZ-AJURIA ALBERTO, Deprivation index for small areas in Spain, Social Indicators
- Tabla 5. Índice de privación por provincias,
- Álava -0, Provincia Índice de Privación
- Albacete 0,
- Alicante/Alacant -0,
- Almería 0,
- Ávila -0,
- Badajoz 1,
- Balears (Illes) -0,
- Barcelona -0,
- Burgos -0,
- Cáceres 1,
- Cádiz 1,
- Castellón/Castelló -0,
- Ciudad Real 1,
- Córdoba 1,
- Coruña (A) 0,
- Cuenca 0,
- Girona -0,
- Granada 1,
- Guadalajara -0,
- Guipúzcoa -0,
- Huelva 1,
- Huesca -0,
- Jaén 1,
- León -0,
- Lleida -0,
- Rioja (La) -0,
- Lugo -0,
- Madrid (Comunidad de) -0,
- Málaga 1,
- Murcia (Región de) 0,
- Navarra (Cdad. Foral de) -0,
- Ourense 0,
- Asturias -0,
- Palencia -0,
- Palmas (Las) 0,
- Pontevedra 0,
- Salamanca -0,
- Santa Cruz de Tenerife 0,
- Cantabria -0,
- Segovia -0,
- Sevilla 1,
- Soria -1,
- Tarragona -0,
- Teruel -0,
- Toledo 0,
- Valencia/Valencia 0,
- Valladolid -0,
- Vizcaya -0,
- Zamora -0,
- Zaragoza -0,
