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Introducción
La calidad de vida relacionada con la salud (cvrs) es un indicador que se centra en la percepción que tiene el individuo sobre su propia salud y sobre sus capacidades, haciendo hincapié en su autonomía1. También resulta un buen predictor de morbimortalidad y de necesidades en salud de hombres y mujeres2,3. Se conoce que la cvrs es diferente en los hombres y mujeres, lo cual puede estar vinculado a inequidades de género, en tanto se reconoce que estas disparidades están asociadas con los roles de género asignados socialmente a mujeres y varones, más que al sexo biológico de ellos/as4.
La Organización Mundial de la Salud (oms) identifica al género como un determinante estructural de las desigualdades en salud que, articulado con otros determinantes, como la clase social, las condiciones materiales de vida, el trabajo doméstico y de cuidados, las características del trabajo y el entorno residencial, determinan la salud y la calidad de vida de las personas5.
En estudios sobre las inequidades en salud y género, se considera el trabajo como un elemento esencial; en el caso de las mujeres, estas aparecen como responsables del trabajo doméstico y familiar, resultando el trabajo remunerado una función adicional6. El trabajo doméstico y el relacionado con las tareas del cuidado informal dentro del hogar implican la exposición a riesgos ergonómicos y psicosociales. Se ha documentado, además, que el riesgo de salud percibida como mala se incrementa con la carga de cuidados domésticos, fundamentalmente en el caso de las trabajadoras menos calificadas7. Por el contrario, el trabajo remunerado puede ofrecer oportunidades para construir la autoestima, la confianza en la toma de decisiones, el apoyo social y la satisfacción con la vida. Además, los ingresos proporcionan a las mujeres independencia económica y aumentan su poder en la unidad familiar. Por el contrario, las mujeres que carecen de autonomía financiera deben depender de los hombres para cubrir los costos que implica el cuidado de su salud4.
Los roles de género tradicionalmente asignados a las mujeres, como las tareas de cuidados y el trabajo doméstico (que incluye preparación de alimentos, limpieza, compras, etc.), las sitúa en una posición de desventaja para el acceso y el control de ciertos recursos necesarios para alcanzar mayor bienestar8-10. Aquellas mujeres que asumen las tareas de cuidado en el hogar tienen, en general, un menor nivel socioeconómico, lo cual exacerba las desventajas, registrando, además, peores puntuaciones de cvrs tanto física como mental11-14. Por su parte, en los hombres trabajadores de clases sociales más desfavorecidas, la precariedad laboral y otros factores condicionan la posibilidad del desarrollo de prácticas protectoras del cuidado de la salud15,16. Asimismo, el contexto socioeconómico desfavorable del vecindario se asocia con peor salud general a nivel individual17.
En la ciudad de Córdoba, si bien existe una vasta producción de trabajos que abordan la cvrs en la infancia y la adolescencia18-20, existe aún escasa evidencia sobre los determinantes sociales y de género de la cvrs en la adultez, y más aún en áreas socioeconómicamente desfavorecidas. Por lo tanto, el objetivo de esta investigación es analizar la asociación entre determinantes sociales y de género con la cvrs en contextos de pobreza urbana de Córdoba en el año 2019.
Metodología
En este apartado se presenta el diseño y la población de estudio, las variables incluidas y las herramientas del análisis estadístico.
Diseño y población de estudio
Se desarrolló, en el año 2019, un estudio epidemiológico observacional, cuantitativo, de corte transversal. La población de estudio incluyó a personas usuarias de los consultorios de admisión del Hospital Príncipe de Asturias, institución pública de segundo nivel de la ciudad de Córdoba, Argentina. La muestra incluyó a 380 pacientes que acudieron a la consulta externa en los consultorios de admisión de Medicina Familiar.
A fin de determinar el tamaño muestral, se consideró el promedio anual de consultas del servicio de Medicina Familiar del mencionado hospital, el cual fue de 25 000 consultas por año para el año 2018, de las cuales el 70 % correspondió a una población mayor de 18 años. Para más detalles sobre el cálculo del tamaño muestral, véase el Anexo 1.
Como criterio de inclusión se consideró la pertenencia a la zona sanitaria número 4 de la ciudad de Córdoba, la cual involucra un total de 211 159 personas residentes en el barrio de Villa Libertador, y 16 barrios aledaños, dentro de los cuales existen, además, asentamientos con condiciones materiales precarias. Como criterio de exclusión se estableció la presencia de alguna característica que dificulte la administración de la encuesta (hipoacusia, discapacidad intelectual, deterioro cognitivo, etc.).
La recolección de datos primarios se llevó a cabo de mayo a octubre de 2019, mediante una entrevista, aplicando el instrumento validado desarrollado en la Encuesta Nacional de Factores de Riesgo (enfr), la cual es utilizada para la vigilancia epidemiológica de enfermedades crónicas no transmisibles y sus factores de riesgo en el país21, Hasta la fecha, se han desarrollado cuatro ediciones (en los años 2005, 2009, 2013 y 2018). A fines de este estudio, se consideró el cuestionario aplicado en la última enfr (2018) para evaluar cvrs, así como ciertos indicadores sociales. Se incluyeron, además, otras variables de interés relacionadas con la posición social y el género que no estaban comprendidas en la enfr, todo lo cual se detalla en el apartado siguiente correspondiente a las variables.
El protocolo de trabajo fue aprobado por el Comité de Ética del Hospital Nacional de Clínicas de la Universidad Nacional de Córdoba, Facultad de Ciencias Médicas, y se encuentra inscripto en el Registro Provincial de Investigaciones en Salud, Ministerio de Salud (Registro 3506, fecha: 6 de junio de 20118).
Los datos utilizados para este estudio se obtuvieron con el consentimiento informado, en el que los participantes dieron por escrito su conformidad para formar parte del estudio previo a la realización de las entrevistas.
Variables
Variables dependientes
Se consideraron como variables dependientes algunos indicadores de la cvrs, como la autopercepción de la salud, y algunas dimensiones del bienestar físico y mental2,3. Específicamente, se tomaron en cuenta las siguientes variables dependientes y categorías, evaluadas con los mismos instrumentos validados y utilizados en la enfr21: 1) autopercepción de la salud mala o regular (sí/no); 2) dolor/malestar (sí/no) y 3) ansiedad/depresión (sí/no)2,3.
La autopercepción de la salud se valoró a partir de una pregunta de escala actitudinal de tipo Likert de autoevaluación del estado de salud general, proveniente del cuestionario sf-362, un instrumento multipropósito, validado, disponible en español y ampliamente utilizado. A los fines de este estudio, las categorías originales de esta variable (excelente, muy buena, buena, regular o mala) fueron recategorizadas como autopercepción de la salud mala o regular: sí (regular o mala) y no (excelente, muy buena y buena).
Por su parte, las variables dolor/malestar y ansiedad/depresión fueron valoradas utilizando el cuestionario eq-5D (protocolo del Grupo EuroQol para la medición y valoración de estudios de salud)3, también validado. Este es un instrumento estandarizado que evalúa cinco dimensiones de la salud (movilidad, autocuidado, actividades cotidianas, dolor/malestar y ansiedad/depresión). A los fines de este estudio, se consideraron las dimensiones dolor/malestar y ansiedad/depresión, siendo las categorías originales, de las primeras, sí (tiene un dolor o malestar moderado, tiene mucho dolor o malestar) y no (no tiene dolor ni malestar), y de las segundas, sí (está moderadamente ansioso/a o deprimido/a, está muy ansioso/a o deprimido/a) y no (no está ansioso/a ni deprimido/a).
Variables independientes
Como nuestro estudio incorpora un enfoque desde los determinantes sociales y de género, se complementó el instrumento de recolección de datos de la enfr, agregando indicadores proxy de la posición social (como el nivel socioeconómico y la rama de actividad laboral) e indicadores de inequidad de género (tiempo total de trabajo, tiempo dedicado al trabajo no remunerado y violencia de género)4. Así, se emplearon diversas variables de exposición proxy de determinantes sociales y de género.
Los indicadores sociales incluidos como variables independientes fueron: 1) nivel de instrucción (hasta primario incompleto, primario completo, secundario incompleto, secundario completo y más); 2) nivel socioeconómico: definido a partir de una combinación de las categorías de las variables educación y ocupación del/de la jefe/a de hogar (alto, medio o bajo) (para mayores detalles, véase el Anexo 2)23; 3) cobertura de salud (con obra social, prepaga, solo cobertura pública); 4) situación conyugal (casado/a o en pareja, separado/a, divorciado/a o viudo/a); 5) situación laboral: ocupado/a (trabaja o está de licencia); desocupado/a (no trabaja y busca trabajo); inactivo/a (no trabaja y no busca trabajo); 6) rama de actividad (trabaja en sectores de baja productividad, trabaja en sectores de alta productividad). Por su parte, como variables proxy de inequidades de género se consideraron las siguientes: 1) tiempo de trabajo no remunerado (TTnR) (variable cuantitativa continua, horas/semana)24; y 2) violencia de género: exposición pasada o presente a situaciones de violencia física o verbal (sí, no).
Otras covariables
Se incluyó, además, la edad (años) como variable de ajuste y los análisis se estratificaron por género. Cabe aclarar que lo que se registró fue la autopercepción de la identidad de género, siendo consideradas las categorías propuestas por el Instituto Nacional de Estadística y Censos: femenino, masculino, transgénero masculino, transgénero femenino, y no identificado/a con los géneros femenino, masculino y trans22.
Análisis estadístico
Inicialmente, se realizó un estudio exploratorio de los datos, se calcularon medidas resumen de posición y dispersión, y se efectuaron pruebas Chi cuadrado para variables categóricas, y pruebas t de Student para la diferencia de medias en variables cuantitativas (dado que es la adecuada y ampliamente utilizada para muestras aleatorias independientes con distribución normal, como la de este estudio).
Luego, para valorar asociaciones entre las variables independientes y la ocurrencia de depresión/ansiedad, dolor/malestar y salud autopercibida mala o regular (variables dependientes), se estimaron modelos de regresión logística múltiple, estratificados por género. Se propusieron dos modelos secuenciales: 1) modelo 1: incluyó la edad y los indicadores relacionados con la inequidad de género (violencia física o verbal, y tiempo en horas de trabajo no remunerado); y 2) modelo 2: agregó al anterior los indicadores sociales (nivel de instrucción, nivel socioeconómico, situación laboral, rama de actividad, situación conyugal y cobertura de salud). Todos los análisis fueron realizados empleando el software Stata v14, licencia de la Universidad Nacional de Córdoba.
Resultados
En este estudio participaron un total de 380 personas, de las cuales 49,74 % mujeres, 49,74 % varones y dos personas se identificaron como transgénero masculino (0,52 %). El promedio de edad de la muestra estudiada fue de 48,88 años en las mujeres (desviación estándar -ds- = 15,39), con un rango entre los 18 y 83 años; y de 43,33 años en los varones (ds = 14,89), con un rango entre los 18 y 79 años. La edad de las personas transgénero masculino fue de 22 y 38 años respectivamente.
La autopercepción de salud mala/regular fue reportada con más frecuencia en las mujeres 52,66 % vs. 38,62 % de los varones (p= 0,018). En cuanto a las dimensiones vinculadas con el bienestar físico y mental, el 60,32 % de las mujeres y el 50,26 % de los varones refirieron tener dolor/malestar (p= 0,008), y el 50,26 % de las mujeres, respecto al 33,33 % de los varones, presentó ansiedad/depresión (p= 0,049) (véase Figura 1).
Figura 1 Dimensiones de calidad de vida relacionada con la salud según género, Córdoba, 2019. Comparación de la cvrs entre varones y mujeres (prueba t). Tiene dolor o malestar, p valor (prueba t): 0,049; está ansioso/a o deprimido/a, p valor (prueba t): 0,008; salud general autopercibida mala o regular, p valor (prueba t): 0,018.
La edad promedio de las mujeres cuya salud fue autopercibida como mala o regular resultó mayor que en aquellas que no refirieron esa condición (p= 0,002). En relación con la situación conyugal, las mujeres casadas o en unión convivencial, presentaron con mayor frecuencia ansiedad/depresión respecto a solteras, separadas o viudas (p= 0,019) (véase Tabla 1)
Tabla 1 Variables sociodemográficas de la población estudiada según dimensiones de cvrs y género, Córdoba, Argentina, 2019
| Mujeres | Varones | |||||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Salud general autopercibida mala o regular | Ansiedad/Depresión | Dolor/malestar | Salud general autopercibida mala o regular | Ansiedad/Depresión | Dolor/malestar | |||||||
| Sí | No | Sí | No | Sí | No | Sí | No | Sí | No | Sí | No | |
| 99 (52,66%) | 89 (47,34%) | 95 (50,26%) | 94 (49,74%) | 114 (60,32%) | 75 (39,68%) | 73 (38,62%) | 116 (61,38%) | 63 (33,33%) | 126 (66,67%) | 95(50,26%) | 94 (49,74%) | |
| Edad, media (de) | 47,21 (13,77) | 44,28 (16,99) | 46,62 (15,25) | 45,14 (15,57) | 48,15 (14,07) | 42,44 (16,71) | 47,78 (14,14) | 40,53 (14,73) | 48,77 (13,67) | 40,61 (14,78) | 45,18 (14,55) | 41,45 (15,08) |
| p valor (prueba t) | 0,002 | 0,89 | 0,059 | 0,27 | 0,06 | 0,34 | ||||||
| Situación conyugal, n (%) | ||||||||||||
| Casado/a o en pareja | 60 (60,61) | 57 (64,04) | 51 (53,68) | 66 (70,21) | 72 (63,16) | 45 (60) | 38 (52,05) | 72 (62,07) | 37 (58,73) | 73 (57,94) | 60 (63,16) | 50 (53,19) |
| Separado/a, soltero/a o viudo/a | 39 (39,39) | 32 (35,96) | 44 (46,32) | 28 (29,79) | 42 (36,84) | 30 (40) | 35 (47,95) | 44 (37,94) | 26 (41,27) | 53 (42,06) | 35 (36,84) | 44 (46,81) |
| p valor (χ2) | 0,62 | 0,019 | 0,66 | 0,17 | 0,91 | 0,16 | ||||||
| Nivel de instrucción, n (%) | ||||||||||||
| Hasta primario incompleto | 15 (15,15) | 11 (12,36) | 15 (15,79) | 12 (12,77) | 19 (16,67) | 8 (10,67) | 15 (20,55) | 6 (5,17) | 14 (22,22) | 7 (5,56) | 12 (12,63) | 9 (9,57) |
| Primario completo y secundario incompleto | 57 (57,58) | 35 (39,33) | 45 (47,37) | 47 (50) | 60 (52,63) | 32 (42,67) | 40 (54,79) | 75 (64,66) | 35 (55,56) | 80 (63,49) | 56 (58,95) | 59 (62,77) |
| Secundario completo y más | 27 (27,27) | 43 (48,31) | 35 (36,84) | 35 (37,23) | 35 (30,70) | 35 (46,67) | 18 (24,66) | 35 (30,17) | 14 (22,22) | 39 (30,95) | 27 (28,42) | 26 (27,66) |
| p valor (χ2) | 0,011 | 0,83 | 0,075 | 0,005 | 0,002 | 0,26 | ||||||
| Nivel socioeconómico, n (%) | ||||||||||||
| Bajo | 82 (82,83) | 63 (70,79) | 75 (78,95) | 71 (75,53) | 90 (78,95) | 56 (74,67) | 65 (89,04) | 87 (75) | 54 (85,71) | 98 (77,78) | 76 (80) | 76 (80,85) |
| Medio | 12 (12,12) | 25 (28,09) | 16 (16,84) | 21 (22,34) | 19 (16,67) | 18 (24) | 7 (9,59) | 28 (24,14) | 8 (12,70) | 27 (21,43) | 18 (18,95) | 17 (18,09) |
| Alto | 5 (5,05) | 1 (1,12) | 4 (4,21) | 2 (2,13) | 5 (4,39) | 1 (1,33) | 1 (1,37) | 1 (0,86) | 1 (1,59) | 1 (0,79) | 1 (1,05) | 1 (1,06) |
| p valor (χ2) | 0,01 | 0,48 | 0,25 | 0,042 | 0,31 | 0,98 | ||||||
| Cobertura de salud, n (%) | ||||||||||||
| Con obra social o prepaga | 22 (22,22) | 29 (32,58) | 21 (22,11) | 30 (31,91) | 26 (22,81) | 25 (33,33) | 9 (12,33) | 29 (25) | 13 (20,63) | 25 (19,84) | 20 (21,05) | 18 (19,15) |
| Solo cobertura pública | 77 (77,78) | 60 (67,42) | 74 (77,89) | 64 (68,09) | 88 (77,19) | 50 (66,67) | 64 (87,67) | 87 (75) | 50 (79,37) | 101 (80.16) | 75 (78,95) | 76 (80,85) |
| p valor (χ2) | 0,11 | 0,12 | 0,11 | 0,034 | 0,89 | 0,74 | ||||||
| Situación laboral, n (%) | ||||||||||||
| Ocupado/a | 43 (43,43) | 40 (44,94) | 47 (49,47) | 37 (39,36) | 51 (44,74) | 33 (44) | 55 (75,34) | 86 (74,14) | 48 (76,19) | 93 (73,81) | 70 (73,68) | 71 (75,53) |
| Desocupado/a | 13 (13,13) | 13 (14,61) | 11 (11,58) | 15 (15,96) | 16 (14,04) | 10 (13,33) | 8 (10,96) | 17 (14,66) | 8 (12,70) | 17 (13,49) | 12 (12,63) | 13 (13,83) |
| Inactivo/a | 43 (43,43) | 36 (40,45) | 37 (38,95) | 42 (44,68) | 47 (41,23) | 32 (42,67) | 10 (13,70) | 13 (11,21) | 7 (11,11) | 16 (12,70) | 13 (13,68) | 10 (10,64) |
| p valor (χ2) | 0,9 | 0,34 | 0,97 | 0,7 | 0,99 | 0,8 | ||||||
| Rama de actividad, n (%) | ||||||||||||
| Trabaja en sectores de baja productividad | 94 (94,95) | 83 (93,26) | 88 (92,63) | 90 (95,74) | 108 (94,74) | 70 (93,33) | 54 (73,97) | 79 (68,10) | 45 (71,43) | 88 (69,84) | 69 (72,63) | 64 (68,09) |
| Trabaja en sectores de alta productividad | 5 (5,05) | 6 (6,74) | 7 (7,37) | 4 (4,26) | 6 (5,26) | 5 (6,67) | 19 (26,03) | 37 (31,90) | 18 (28,57) | 38 (30,16) | 26 (27,37) | 30 (31,91) |
| p valor (χ2) | 0,62 | 0,61 | 0,68 | 0,39 | 0,82 | 0,49 | ||||||
| Horas semanales de trabajo no remunerado (de) | 48,92 (31,64) | 33,17 (24,83) | 43,02 (31,52) | 39,59 (27,65) | 42,07 (29,48) | 40,17 (30,1) | 14,32 (12,2) | 13,92 (14,95) | 16,57 (16,13) | 12,83 (12,56) | 13,77 (12,62) | 14,38 (15,18) |
| p valor (prueba t) | 0,16 | 0,16 | 0,55 | 0,56 | 0,79 | 0,73 | ||||||
| Violencia física o verbal | ||||||||||||
| No sufrió violencia física o verbal | 57 (57,48) | 55 (61,8) | 44 (46,32) | 68 (72,34) | 64 (56,14) | 48 (64) | 58 (79,45) | 97 (83,62) | 47 (74,60) | 108 (85,71) | 76 (80) | 79 (84,04) |
| Sufrió violencia física o verbal | 42 (42,42) | 34 (38,2) | 51 (53,54) | 26 (27,66) | 50 (46,86) | 27 (36) | 15 (20,55) | 19 (16,38) | 16 (25,4) | 18 (14,29) | 19 (20) | 15 (15,96) |
| p valor (χ2) | 0,55 | 0 | 0,28 | 0,46 | 0,06 | 0,46 |
de: desviación estándar.
En cuanto al nivel educativo, aquellos individuos con menor nivel de instrucción (primario incompleto) refirieron con mayor frecuencia autopercibir un estado de salud como malo o regular en ambos géneros, aunque esto fue mucho más notorio en los varones (p= 0,005). Los hombres que poseían el menor nivel de instrucción, y aquellos que no tenían obra social o prepaga, presentaron también con más frecuencia ansiedad/depresión (p= 0,034). Se observó, además, en ambos géneros, que aquellos individuos de nivel socioeconómico bajo revelaron con mayor frecuencia autopercibir un estado de salud como malo o regular (p= 0,010 y p= 0,042 para mujeres y varones, respectivamente). En las mujeres observamos que la presencia de ansiedad y depresión fue mayor entre aquellas que estuvieron expuestas a situaciones de violencia de género (verbal o física) (p= 0,000).
La Tabla 2 muestra los resultados de la estimación de las medidas de asociación entre autopercepción de salud general mala/regular, ansiedad/depresión, dolor/malestar con variables de exposición. Los resultados indicaron que a mayor tiempo promedio en horas dedicado al trabajo no remunerado, mayor era la probabilidad de presentar salud general autopercibida como mala o regular en las mujeres (or: 1,02; ic 95 %: 1,00-1,03) (modelo 1); esto se mantuvo prácticamente estable al incluir en el modelo indicadores sociales (modelo 2) (or: 1,03; ic 95 %: 1,01-1,04). Además, se evidenció que las mujeres con nivel socioeconómico alto, en comparación con las de nivel socioeconómico medio o bajo, mostraron menor probabilidad de autopercibir un estado de salud como malo o regular (or: 0,05; ic 95 %: 0,00-0,66) (modelo 2). En lo que respecta al mercado laboral, las mujeres sin empleo tuvieron menor probabilidad de manifestar salud general autopercibida como mala/regular (or: 0,32; ic 95 %: 0,10-0,97) (modelo 2), en comparación con aquellas que además de las tareas de cuidado dentro del hogar, desarrollaban tareas remuneradas.
Tabla 2 Medidas de asociación entre las variables de exposición y salud autopercibida por género. Córdoba, 2019
| Salud general autopercibida mala o regular | Ansiedad/Depresión | Dolor o malestar | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Modelo 1* | Modelo 2 | Modelo 1 | Modelo 2 | Modelo 1 | Modelo 2 | |
| Mujeres | n = 188 | |||||
| or (ic 95 %) | or (ic 95 %) | or (ic 95 %) | or (ic 95 %) | or (ic 95 %) | or (ic 95 %) | |
| Violencia física o verbal | ||||||
| No sufrió violencia física o verbal | (Ref.) | (Ref.) | (Ref.) | (Ref.) | (Ref.) | (Ref.) |
| Sufrió violencia física o verbal | 1,26 (0,68-2,33) | 1,40 (0,70-2,79) | 3,19 ( 1,73-5.91) | 3,50 (1,78-6,90) | 1,37 (0,74-2,52) | 1,41 (0,73-2,72) |
| Tiempo en horas de trabajo no remunerado | 1,02 (1,00-1,03) | 1,03 (1,01-1,04) | 1,00 ( 0,99-1,01) | 1,01 (1,00-1,02) | 1,00 ( 0,99-1,01) | 1,00 ( 0,99-1,01) |
| Situación conyugal | ||||||
| Casado/a o en pareja | - | (Ref.) | - | (Ref.) | - | (Ref.) |
| Separado/a, soltero/a o viudo/a | 1,56 (0,76-3,18) | 1,99 (0,99-4,03) | 0,69 (0,35-1,38) | |||
| Nivel de instrucción | ||||||
| Hasta primario incompleto, primario completo y secundario incompleto | - | (Ref.) | - | (Ref.) | - | (Ref.) |
| 1,23 ( 0,45-3,38) | 0,66 (0,24-1,79) | 0,98 ( 0,36-2,70) | ||||
| Secundario completo y más | 0,36 (0,11-1,11) | 0,63 (0,20-1,93) | 0,62 (0,20-1,89) | |||
| Nivel socioeconómico | ||||||
| Medio o bajo | - | (Ref.) | - | (Ref.) | - | (Ref.) |
| Alto | 0,05 (0,00-0,66) | 0,37 (0,05-2,65) | 0,19 (0,01-1,96) | |||
| Situación laboral | ||||||
| Ocupado/a | - | (Ref.) | - | (Ref.) | - | (Ref.) |
| Desocupado/a | 0,32 (0,10-0,97) | 0,30 (0,10-0,91) | 0,89 (0,31-2,49) | |||
| Inactivo/a | 0,70 (0,32-1,49) | 0,75 (0,36-1,56) | 0,85 (0,41-1,76) | |||
| Rama de actividad | Ref. | |||||
| Trabaja en sectores de alta productividad | - | (Ref.) | - | (Ref.) | - | (Ref.) |
| Trabaja en sectores de baja productividad | 0,80 ( 0,20-3,23) | 2,28 (0,55-9,36) | 1,09 (0,27-4,37) | |||
| Cobertura de salud | ||||||
| Solo cobertura pública | - | (Ref.) | - | (Ref.) | - | (Ref.) |
| Con obra social o prepaga | 0,43 (0,19-0,99) | 0,48 (0,21-1,06) | 0,37 ( 0,17-0,81) | |||
| Varones | n = 189 | |||||
| or (ic 95%) | or (ic 95%) | or (ic 95%) | or (ic 95%) | or (ic 95%) | or (ic 95%) | |
| Violencia física o verbal | ||||||
| No sufrió violencia física o verbal | (Ref.) | (Ref.) | (Ref.) | (Ref.) | (Ref.) | (Ref.) |
| Sufrió violencia física o verbal | 1,36 ( 0,62-2,99) | 1,06 (0,44-2,51) | 2,42 (1,08-5,44) | 2,21 (0,93-5,23) | 1,31 (0,61-2,81) | 1,45 (0,66-3,21) |
| Tiempo en horas de trabajo no remunerado (z score) | 1,00 (0,97-1,02) | 0,99 (0,97-1,02) | 1,02 ( 0,99-1,04) | 1,01 ( 0,99-1,04) | 0,99 ( 0,97-1,01) | 0,99 ( 0,97-1,01) |
| Situación conyugal | ||||||
| Casado/a o en pareja | - | (Ref.) | - | (Ref.) | - | (Ref.) |
| Separado/a, soltero/a o viudo/a | 2,12 (1,04-4,30) | 1,27 ( 0,62-2,62) | 0,68 ( 0,36-1,28) | |||
| Nivel de instrucción | ||||||
| Hasta primario incompleto, primario completo y secundario incompleto | - | (Ref.) | (Ref.) | (Ref.) | ||
| 0,29 (0,09-0,90) | 0,30 (0,10-0,89) | 0,85 (0,31-2,31) | ||||
| Secundario completo y más | 0,42 ( 0,12-1,46) | 0,27 (0,08-0,96) | 1,08 (0,34-3,37) | |||
| Nivel socioeconómico | ||||||
| Medio o bajo | - | (Ref.) | - | (Ref.) | - | (Ref.) |
| Alto | 0,18 (0,00-3,57) | 0,26 (0,01-4,93) | 0,86 (0,04-16,7) | |||
| Situación laboral | ||||||
| Ocupado/a | - | (Ref.) | - | (Ref.) | - | (Ref.) |
| Desocupado/a | 0,65 (0,23-1,87) | 1,04 (0,35-3,05) | 1,08 (0,43-2,73) | |||
| Inactivo/a | 0,96 (0,34-2,72) | 0,56 (0,19-1,65) | 1,27 (0,49-3,29) | |||
| Rama de actividad | ||||||
| Trabaja en sectores de alta productividad | - | (Ref.) | - | (Ref.) | - | (Ref.) |
| Trabaja en sectores de baja productividad | 0,79 (0,38-1,62) | 0,92 (0,44-1,90) | 0,77 (0,40-1,47) | |||
| Cobertura de salud | ||||||
| Solo cobertura pública | - | (Ref.) | - | (Ref.) | - | (Ref.) |
| Con obra social o prepaga | 0,28 (0,10-0,74) | 1,08 (0,44-2,59) | 0,96 (0,43-2,12) |
Modelos ajustados por edad (años)
ic, Intervalos de confianza; Ref.: Valor de referencia.
En cuanto a los varones, quienes estaban solteros o sin pareja exhibieron mayores posibilidades de presentar salud general autopercibida como mala o regular, en comparación con los casados o en pareja (or: 2,12; ic 95 %:1,04-4,30) (modelo 2). Con relación al nivel educativo, los varones que cursaron estudios secundarios tuvieron menores probabilidades de percibir su salud general como mala/regular en comparación con aquellos con estudios primarios incompletos (or: 0,29; ic 95 %:0,09-0,90). También señalaron menores probabilidades de percibir su salud general como mala/ regular los varones con obra social o prepaga (or: 0,28; ic 95 %: 0,10-0,74) (modelo 2).
En cuanto al dolor/malestar, en las mujeres, la presencia de cobertura de salud (obra social o prepaga) se asoció a una menor probabilidad de dolor/malestar (or: 0,37-, ic 95 %: 0,17-0,81), en comparación con aquellas con cobertura de salud exclusivamente pública (modelo 2).
Respecto a la ansiedad/depresión, se evidenció que las mujeres que habían sufrido violencia física o verbal tuvieron mayores probabilidades de padecerla que aquellas no expuestas a situaciones de violencia (or 3,19; ic 95%: 1,73-5,91) (modelo 1). Esta asociación no cambió sustancialmente al incluir indicadores sociales (modelo 2) (or: 3,50; ic 95%: 1,78-6,90). En los hombres igualmente se observó que aquellos expuestos a situaciones de violencia física o verbal tuvieron mayores probabilidades de presentar ansiedad y depresión (or: 2,42; ic 95%: 1,08-5,44) (modelo 1); sin embargo, esta asociación no se mantuvo en el modelo 2.
En relación con la presencia en el mercado laboral, las probabilidades de expresar ansiedad y depresión fueron menores en las mujeres desocupadas (or: 0,30 ic 95%: 0,10-0,91) (modelo 2), en comparación con aquellas que además de las tareas de cuidado dentro del hogar, desarrollaban tareas remuneradas. También se evidenció que a mayor tiempo promedio dedicado al trabajo no remunerado, la probabilidad de tener ansiedad/depresión en las mujeres se incrementaba levemente (or: 1,01; ic 95 %: 1,00-1,02) (modelo 1).
Acerca del nivel educativo, los hombres con mayor nivel educativo tuvieron menos probabilidades de presentar ansiedad/depresión, que aquellos con menor nivel de instrucción (or: 0,30; ic 95 %: 0,10-0,89) para primario completo y secundario incompleto, y (or: 0,27; ic 95 %: 0,08-0,96) para secundario completo y más.
Finalmente, cabe señalar que respecto de las personas transgénero, por cuanto solamente se tenían dos casos, resultó imposible aplicar pruebas estadísticas inferenciales y solo describimos sus principales características: ambas se definieron como personas transgénero masculino e informaron que su percepción de salud era buena; ninguno refirió presentar depresión o ansiedad.
Discusión
En este estudio analizamos los determinantes sociales y de género de la cvrs de la población adulta en un contexto de pobreza urbana de la Ciudad de Córdoba (Argentina). Las dimensiones e indicadores a partir de los cuales se estudió la cvrs fueron la salud general autopercibida, la presencia de ansiedad/depresión y de dolor/malestar.
En las mujeres observamos que un mayor tiempo promedio dedicado al trabajo no remunerado se asoció con mayores probabilidades de presentar salud general mala o regular, en tanto aquellas con mayor nivel socioeconómico y las mujeres desocupadas tuvieron menor probabilidad de autopercibir un estado de salud como malo o regular. Por otra parte, en los varones observamos que un mayor nivel educativo y la presencia de cobertura de salud resultó un elemento protector para la autopercepción del estado de salud como malo o regular. En estos últimos, el hecho de estar separado, soltero o viudo se asoció con mayores probabilidades de autopercibir un estado de salud como malo o regular
Las probabilidades de expresar ansiedad y depresión fueron menores en las mujeres desocupadas y en las que dedicaban menor tiempo promedio al trabajo no remunerado; también en los hombres con mayor nivel educativo. Las personas que habían sufrido violencia física o verbal tuvieron mayores probabilidades de padecer ansiedad/depresión. Vinculado al bienestar físico, la presencia de cobertura de salud se asoció a una menor probabilidad de dolor/malestar en las mujeres y para salud mala/regular en los varones.
Se sabe que las personas presentan exposiciones diferenciales a peligros o riesgos para la salud en virtud de sus funciones y las responsabilidades de género socialmente asignadas. En este sentido, el deterioro de la salud en las mujeres, como consecuencia del trabajo no remunerado y las tareas de cuidado, es reportado por vastas publicaciones4,8,9. El cuidado no remunerado no solo tiene repercusiones sobre la vida laboral, social y la economía de las mujeres, sino también sobre su estado de salud.
Numerosos trabajos han analizado el impacto de las tareas de cuidado en la calidad de vida de las cuidadoras5,8,9. Se han documentado efectos negativos en la salud física y psicológica, que se expresan en síntomas inespecíficos, como depresión, ansiedad, irritabilidad, mialgias y problemas crónicos circulatorios y articulares potencialmente incapacitantes. Asimismo, se han demostrado otros efectos sobre la vida familiar, social y afectiva, y el tiempo libre destinado a actividades personales y al ocio, incluida la de cuidar de su propia salud. Los efectos negativos en la salud no solo afectan al bienestar de cada mujer, sino que igualmente representan un costo para el sistema de salud24.
En nuestro estudio evidenciamos una asociación entre el mayor tiempo promedio dedicado al trabajo no remunerado y las probabilidades de autopercibir la salud como mala/regular y ansiedad/depresión. De manera similar, estudios recientes señalan, además, que largos horarios dedicados a las tareas domésticas y a las de cuidado informal influyen sobre el estado de salud de las personas cuidadoras4,5.
En línea con los resultados obtenidos en este estudio, un estudio epidemiológico transversal sobre personas cuidadoras en España25 confirma que “el trabajo de cuidar” continúa siendo altamente feminizado, indicando que la mayor percepción de deterioro de la salud se relaciona con la mayor carga de responsabilidades y las características del cuidado que prestan las mujeres. La problemática se hace más aguda en América Latina y el Caribe26: la región representa una de las más desiguales del mundo, con un mercado laboral segmentado que discrimina a las mujeres, quienes reportan una amplia diferencia en el promedio de horas destinadas al trabajo no remunerado, resultando mayor que en los hombres. Esta sobrecarga de trabajo y responsabilidad vinculada a los roles de género7,8 se asocia a una peor salud autopercibida en las mujeres27. Asimismo, un estudio desarrollado en Argentina17 informa que con más frecuencia los varones tienden a percibir su estado de salud como excelente o muy bueno, en comparación con las mujeres.
En nuestro trabajo observamos también que el desempleo no se relaciona con una mayor probabilidad de presentar salud general autopercibida como mala/regular en las mujeres. Estos hallazgos son consistentes con la hipótesis de sobrecarga o de conflicto de rol; así, se ha documentado que el trabajo remunerado tiene un efecto beneficioso sobre la salud de las mujeres solteras, pero poco o nada sobre las casadas, o que viven en pareja4. Según una revisión sistemática7, la situación laboral individual está más fuertemente vinculada a la salud autopercibida como mala o regular en los hombres28. En cambio, en las mujeres, el empleo remunerado tiene un efecto beneficioso sobre la salud de aquellas con hijos o hijas solo cuando trabajan a tiempo parcial, mientras que entre las mujeres ocupadas, sobre todo entre las de clases más desfavorecidas, el riesgo de mal estado de salud se incrementa con las exigencias domésticas29.
En nuestro estudio también observamos que en los varones, el hecho de estar separado, soltero o viudo se asoció con mayores probabilidades de presentar autopercepción del estado de salud como malo o regular. Está ampliamente documentado que las personas casadas o que viven en pareja tienen mejor estado de salud que las solteras, separadas, divorciadas o viudas4,5. Uno de los mecanismos para explicar este hallazgo son los estilos de vida más saludables entre las personas que viven en pareja4. Según un estudio desarrollado en España sobre desigualdades en salud30, el hecho de vivir en pareja y con hijos/as reduce considerablemente la probabilidad de declarar tener mala salud autopercibida de los hombres.
Por otra parte, y en semejanza a nuestros hallazgos, donde un mayor nivel socioeconómico en las mujeres y un mayor nivel educativo en los hombres se asociaron con menores probabilidades de presentar salud general autopercibida como mala/regular, algunos estudios afirman esta asociación, indicando15,16 que un mayor nivel educativo y de ingresos se relacionan con una mejor percepción de la salud general, con mayor impacto en aquellos que finalizaron estudios universitarios30. Es menester destacar que nuestra población de estudio, que se ubica en un contexto de pobreza urbana, expresó promedios más elevados de salud general percibida como mala o regular, duplicando el promedio nacional informado en la última enfr del año 201921.
En consonancia con nuestros hallazgos, un estudio desarrollado en Argentina17 indicó que tener cobertura de salud se relaciona con una mayor presencia de autopercepción de la salud general como buena o muy buena. De allí resulta que la cobertura de salud constituye otro elemento protector ante la presencia de salud autopercibida como mala/regular.
Respecto al vínculo entre la exposición a situaciones de violencia física o verbal y la mayor probabilidad de contar salud mala/regular observada en nuestra investigación, un estudio ecológico desarrollado en España31 indica que estar sometidas a una relación de violencia tiene, a corto y a largo plazo, graves consecuencias en la salud de las mujeres: disminución de su autoestima, ansiedad, depresión, además de las lesiones físicas; asimismo, indica que los problemas de salud derivados de dicha violencia no son reconocidos habitualmente por las/los profesionales sanitarios/as.
La probabilidad de presentar ansiedad/depresión, en nuestro estudio, resultó mayor en las mujeres que dedican mayor tiempo promedio al trabajo no remunerado, y aquellas desocupadas. Al respecto, encuestas de salud de España25 indican que el empleo remunerado tiende a tener más efecto en la salud mental de los hombres, mientras que el trabajo doméstico genera mayor efecto en la salud mental de las mujeres, siendo esta influencia diferente según la clase social. Se sostiene, además, que las desigualdades en salud mental aumentan, en todo el mundo, a medida que lo hace el nivel de desigualdad de género de las sociedades. Situaciones como la segregación del mercado laboral, una mayor carga de trabajo doméstico, de cuidados y una menor presencia en espacios de toma de decisiones someten a las mujeres a mayores niveles de estrés, lo que limita su capacidad de acceso a recursos que pueden proteger su salud mental31,32.
En nuestra investigación también encontramos que, en los varones, un mayor nivel educativo alcanzado resultó un elemento protector para la presencia de ansiedad/depresión. En este sentido, estudios latinoamericanos indican que un nivel alto de instrucción se relaciona con menor probabilidad de presentar síntomas depresivos33,34.
En este estudio observamos igualmente que la presencia de cobertura de salud se asoció a una menor probabilidad de dolor/malestar en las mujeres. Al respecto, el Observatorio de Salud de la Mujer, de España35, señala que el dolor es la primera causa de consulta en atención primaria, resultando más frecuente en las mujeres. En este marco, los cuidados proporcionados a través de los servicios de salud a las personas que padecen dolor mejoran la calidad de vida de los pacientes y de sus familias, resultando así la cobertura de salud un elemento protector para el dolor/malestar36.
Cabe señalar que este trabajo presenta ciertas limitaciones. Dado que la población bajo estudio es usuaria del sistema de salud, los resultados en la evaluación de la cvrs pueden estar condicionados a un malestar o queja del momento, por la cual el/la entrevistado/a asiste a la consulta médica. Por otra parte, es un hecho reconocido que la población usuaria del sistema de salud incorpora algunas estrategias para el cuidado de la salud y por ello la muestra puede no reflejar completamente a la población general del entorno barrial.
Entre las fortalezas del estudio, se destaca el uso del mismo instrumento21 de la enfr, lo cual permite comparar los resultados de nuestra investigación con lo que acontece a nivel nacional. Otra de las fortalezas la constituye el análisis de la cvrs desde la perspectiva de los determinantes sociales y de género, pues ello cobra particular relevancia en contextos de pobreza urbana, donde se superponen múltiples desventajas sociales. Otra de las fortalezas es que se incluyeron indicadores específicos vinculados a las inequidades de género.
Podemos concluir que una mayor probabilidad de presentar salud mala y regular, y ansiedad o depresión, estuvo vinculada en las mujeres a inequidades de género, como un mayor tiempo promedio dedicado al trabajo no remunerado y a la exposición a situaciones de violencia. También observamos que, en los varones, determinantes sociales como contar con cobertura de salud y un mayor nivel educativo resultaron elementos protectores ante la posibilidad de manifestar salud mala/regular.
Finalmente, los resultados de este estudio sugieren que los determinantes sociales y de género tienen un importante rol en la cvrs en contextos sociosegregados de Córdoba y, por lo tanto, resulta recomendable que ello sea tenido en cuenta al momento de implementar estrategias sanitarias tendientes a mejorarla. En línea con lo anterior, se recomienda también la incorporación de indicadores de inequidad de género en la vigilancia epidemiológica de las enfermedades crónicas no transmisibles y demás indicadores de salud relacionados con la calidad de vida.
