Incidencia acumulada, comorbilidad e incapacidad por trastornos de ansiedad en pacientes de una mutua de accidentes de trabajo

Cumulative incidence, comorbility and disability for anxiety disorders in patients of a mutual worker accident

Ana Gancedo-García Patricio Suárez-Gil Manuel Santos-Olmo Sánchez Pablo Asensio del Hoyo Acerca de los autores

RESUMEN

Fundamentos:

Los trastornos neuróticos constituyen uno de los principales problemas de salud de las sociedades occidentales. Su repercusión sobre la productividad laboral crece exponencialmente con aumento de su incidencia y de la duración de los procesos de incapacidad temporal (IT). El objetivo de este estudio fue conocer las características de los pacientes pertenecientes a una mutua de accidentes de trabajo que cursaron IT por trastornos neuróticos, así como saber su distribución temporal y geográfica, sus comorbilidades y todas aquellas variables que repercutieron sobre la duración de la incapacidad.

Métodos:

Se realizó un estudio descriptivo retrospectivo de los trabajadores protegidos de una mutua de accidentes de trabajo de ámbito nacional, los cuales cursaron un periodo de IT entre 2006 y 2016. Presentaban diagnósticos comprendidos entre los códigos 300 y 300.9 del CIE-9-CM, correspondientes a los Trastornos Neuróticos. Analizamos las variables clínico-demográficas de los pacientes, las comorbilidades y las distribuciones por año y provincia con inferencia bayesiana. Realizamos una regresión logística para la variable dependiente “duración de la IT”, ajustada por edad, sexo, consumo de tóxicos, número de consultas, año, base reguladora y tipo de pago.

Resultados:

Registramos 56.619 procesos, que correspondieron al 1,5% del total de los procesos de IT atendidos en el período. El mayor porcentaje de casos (11%) se agrupó entre 2007 y 2009. Registramos una duración media de la IT de 71,8 días (DE: 65,7). Las variables asociadas a un aumento de la duración fueron: mayor edad, sexo varón, con consultas a psiquiatría y psicología, año de diagnóstico, base reguladora (la media fue de 50,5 euros) y tipo de pago (delegado en el 78,2% de los casos y directo en el 21,8%). La incidencia acumulada por provincias fue más marcada en el norte y en las islas (Barcelona, Lleida, Las Palmas, Islas Baleares, Coruña, Cantabria, Girona, Álava, Tarragona, Pontevedra y Asturias la tienen superior al 6%). Las duraciones medias de la IT fueron mayores al este de España. Las comorbilidades más prevalentes durante el periodo de estudio fueron la lumbalgia (asociándose con una media de 65,1 días de la IT ansiedad), la cervicalgia (media de 67 días) y los trastornos digestivos (media de 59,4 días).

Conclusiones:

Existen comorbilidades y variables asociadas a la incapacidad temporal derivada de los trastornos neuróticos, con diferencias geográficas. Ahondar en su conocimiento e impacto podría promover mejores abordajes preventivos y terapéuticos, que permitan una recuperación funcional más temprana.

Palabras clave:
Trastornos mentales; Trastornos de ansiedad; Incapacidad temporal; Comorbilidad; Epidemiología

ABSTRACT

Background:

Neurotic disorders are one of the main health problems of Western societies. Its impact on labor productivity grows exponentially with an increase in its incidence and the duration of temporary disability (TD) processes. To know the characteristics of the patients belonging to a mutual of work accidents who had transient disability due to neurotic disorders, their temporal and geographic distribution, their comorbidities and those variables that affected their duration.

Methods:

Retrospective descriptive study of the workers protected from a mutual of work accidents, national scope, who studied a disability period between 2006-2016 with diagnoses included between codes 300 and 300.9 of the CIE-9-CM, corresponding to Neurotic Disorders. We analyze clinical-demographic variables of patients, comorbidities during studied period and distributions by year and province, by Bayesian inference. We performed a logistic regression for the dependent variable duration of the TD adjusted for age, sex, toxic consumption, consultations, year, regulatory base and payment type.

Results:

We registered 56,619 processes in Spain, which corresponded to 1.5% of the total TD processes served in the period. The highest percentage of cases was grouped between 2007 and 2009, when 11% of the population were registered annually. The variables associated with an increase in this duration were: older age, male sex, psychiatric and psychological consultations, diagnostic year, regulatory base (whose average was 50.5 euros) and type of payment (delegate in 78.2% of cases and direct in 21.8%). The prevalence by provinces was more marked in the north and the islands (Barcelona, Lleida, Las Palmas, Islas Baleares, Coruña, Cantabria, Girona, Álava, Tarragona, Pontevedra y Asturias they have more than 6%).The durations of the disability were greater in the east of the country. The most prevalent comorbidities during the study period were low back pain (with an average of 65.1 days of IT anxiety), cervical pain (with an average of 67 days) and digestive disorders (with an average of 59.4 days).

Conclusions:

There are comorbidities and variables associated with the temporary disability derived from neurotic disorders, with geographical differences. Deepening their knowledge and impact could promote better preventive and therapeutic approaches that allow an earlier functional recovery.

Key words:
Mental disorders; Anxiety disorders; Sick leave; Comorbidity; Epidemiology

INTRODUCCIÓN

La Organización Mundial de la Salud (OMS) define la Salud Mental como “un estado de bienestar en el que el individuo es consciente de sus propias capacidades, puede hacer frente a las tensiones normales de la vida, puede trabajar de forma productiva, y es capaz de hacer una contribución a su comunidad”.

Sin embargo el modelo socio-laboral actual basado en conductas que favorecen el estrés, evoluciona más rápido que nuestra capacidad de adaptación11. Vaquero-Álvarez M et al. Influencia de las condiciones de trabajo sobre la incapacidad temporal por contingencias comunes. Aten Primaria. 2017. http://dx.doi.org/10.1016/j.aprim.2017.03.011
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. Por ello, las enfermedades mentales, principalmente la ansiedad y la depresión, sobrevienen como la segunda causa de enfermedad en las sociedades con economías de mercado22. Demertzis KH et al. Anxiety in primary care. Current Psychiatry Reports. 2006; 8:291- 297,33. Kroenke K et al. Anxiety disorders in primary care: prevalence, impairment, comorbidity and detection. Annals of Internal Medicine. 2007; 146:317-325,44. Somers JM, Goldner EM, Waraich P, Hsu L. Prevalence and Incidence Studies of Anxiety Disorders: A Systematic Review of the Literature. Canadian Journal Psychiatry. 2006; 51:100-113,55. Roca M, Gili M, García-García M et al. Prevalence and comorbidity of common mental disorders in primary care. J Affect Disord. 2009; 119:52-8, previéndose un aumento progresivo66. Fernández-Alonso MC et al. Prevención de los trastornos de la salud mental. Grupo de Trabajo de Salud Mental PAPPS Aten Primaria. 2012;44 Supl 1:52-56.

De acuerdo con un informe elaborado por la Agencia Europea para la Seguridad y la Salud en el Trabajo, el 50-60% de las ausencias al trabajo que se producen al año están ocasionadas por situaciones de estrés77. Cox T, Griffiths A, Rial-González E. Agencia Europea para la Seguridad y la Salud en el Trabajo. Investigación sobre el estrés relacionado con el trabajo. Luxemburgo: Oficina de Publicaciones Oficiales de las Comunidades Europeas 2005 - p. 167.

Muchas enfermedades médicas pueden producir síntomas de ansiedad, pero esta comorbilidad está en vías de inversión. Cada vez se describen más trastornos somáticos en pacientes afectados de patología ansiosa88. Pascual JC, Castaño J, Espluga N, Díaz B, García-Ribera C, Bulbena A. Enfermedades somáticas en pacientes con trastornos de ansiedad. Med Clin (Barc). 2008;130(8):281-5,99. Härter M, Conway K, Merikangas K. Associations between anxiety disorders and physical illness. European Archives of Psychiatry and Clinical Neuroscience.2003; 253:313-20. Esto contrasta con que sólo el 30,3% de quienes padecen un trastorno de ansiedad recurren a los servicios sanitarios por este motivo1010. Codony M, Alonso J, Almansa J, VIlagut G, Domingo A, Pinto-Meza A et al. Utilización de los servicios de salud mental en la población general española. Resultados del estudio ESEMeD-España. Actas Esp Psiquiatr 2007,35:21-28. Hay estudios que reflejan que aquellos pacientes con comorbilidades psicosomáticas que sólo presentan quejas somáticas son difíciles de detectar, frecuentan los servicios sanitarios y generan bajas más largas1111. Ministerio de Trabajo e Inmigración. Secretaría de Estado de la Seguridad Social. Tiempos estándar de incapacidad temporal. (Consultado el 22/7/2018.) Disponible en: http://www.tt.mtin.es/periodico/seguridadsocial/200907/INCAPACIDAD_TEMPORAL_2009.pdf
http://www.tt.mtin.es/periodico/segurida...
.

La evidencia sobre la incapacidad laboral asociada a los trastornos de ansiedad es escasa. Se sabe que estos trastornos generan periodos de incapacidad temporal (IT) largos respecto a otras enfermedades y a los tiempos estándar de duración1212. Catalina-Romero C, Martínez-Muñoz P, Quevedo-Aguado L, Ruiz-Moraga M, Fernández-Labandera C, Calvo-Bonacho C. Predictores de la duración de la incapacidad temporal por contingencias comunes en los trastornos de ansiedad. Gac Sanit. 2013;27(1):40-46 doi:10.1016/j.gaceta.2011.12.008
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,1313. Plaisier I, Beekman AT, de Graaf R et al. Work functioning in persons with depressive and anxiety disorders: the role of specific psychopathological characteristics. J Affect Disord. 2010; 125:198-206, y que diversas variables influyen sobre esta incapacidad1414. Albarracin G et al. Aspectos económicos y epidemiológicos de los trastornos de ansiedad generalizada: una revisión de la literatura. Actas Esp Psiquiatr 2008;36(3):165-176. Pero la variabilidad entre las muestras, las metodologías diversas y los escasos abordajes a nivel nacional, dificulta contrastar resultados entre sí.

El objetivo de este trabajo fue conocer el perfil clínico-demográfico y laboral de todos aquellos pacientes de una mutua de accidentes de trabajo que cursaron IT, por trastornos neuróticos, a lo largo de diez años. Se incluyeron comorbilidades que generaron otros periodos de incapacidad, así como la distribución por provincia y año, de manera que pudimos evaluar la duración de la incapacidad y aquellas variables que repercutían sobre la misma.

MATERIAL Y MÉTODOS

Diseño y sujetos

Realizamos un estudio descriptivo retrospectivo de una población de trabajadores protegidos de Fraternidad-Muprespa (Mutua de Accidentes de Trabajo y Enfermedades Profesionales de la Seguridad Social), de ámbito nacional. Fueron incluidos quienes cursaron una IT en el periodo 2006-2016, con diagnósticos comprendidos entre los códigos 300 y 300.9 del CIE-9-CM, correspondientes a los Trastornos Neuróticos.

Variables

Recogimos variables clínico-demográficas: diagnóstico, edad, sexo, provincia, consumo de alcohol, tabaco y drogas, número de consultas del médico, psiquiatra o psicólogo de la mutua, año y número de procesos de IT por otros diagnósticos cursados por el paciente a lo largo del periodo de estudio.

También se estudiaron variables relacionadas con el proceso de IT y el perfil laboral del paciente: contingencia (común [CC], accidente de trabajo [AT], o enfermedad profesional [EP]), base reguladora, tamaño de la empresa, gasto total de la IT, código de Clasificación Nacional de Actividades Económicas (CNAE) asociadas a Fraternidad-Muprespa y tipo de pago (prestación que el trabajador percibe durante la IT).

El pago delegado corresponde al que se efectúa con la misma periodicidad que los salarios, que en caso de la CC corresponde a la empresa entre los días 4º y 15º de la baja, y a la Mutua o al Instituto Nacional de la Seguridad Social (INSS) a partir del 16º día. El pago directo puede ser solicitado por cualquier trabajador de una empresa adherida a la mutua en caso de finalización o extinción del contrato laboral, mientras dure el periodo de IT y con independencia del tiempo transcurrido desde la baja médica. Se calcula a partir de las cantidades cotizadas en los 180 días previos a la baja en la empresa. El importe será del 70% los primeros 180 días y del 50% los restantes, hasta el alta médica o la extinción del derecho a la prestación.

Análisis estadístico

Realizamos una descripción de las variables mediante técnicas estadísticas convencionales. Para las cuantitativas, usamos la media y la desviación estándar (DE), y en aquellas con distribución asimétrica, empleamos la mediana y el recorrido intercuartílico. Las categóricas se expresaron como porcentajes. El análisis se realizó mediante inferencia Bayesiana. Para modelizar el efecto de los diferentes factores sobre la duración de la IT, transformamos esta variable en binaria, según fuera la duración mayor o menor que la mediana de la población. Para los coeficientes, utilizamos un modelo de regresión logística múltiple a partir de distribuciones previas no informativas. El modelo estimó las medias posteriores de las razones de odds (Odds Ratio, OR) y sus Intervalos de Credibilidad del 95% (ICred95%) para cada factor. Así, la OR estimó por cuánto se multiplicaba la odds (probabilidad) de tener una IT de duración superior a la mediana, teniendo en cuenta cada unidad de variación de cada variable ajustada por todas las demás. El ICred95% es el análogo Bayesiano del intervalo de confianza de la estadística clásica, y presenta la ventaja de poder ser interpretado directamente en términos probabilísticos. Indica el rango de valores entre los que se encuentra el parámetro con probabilidad del 95%. Se presentan así mismo las probabilidades posteriores de que la OR fuera mayor de 1, es decir, la probabilidad de que el factor en cuestión fuera de riesgo.

Todo el análisis se realizó con el software estadístico R 3.5.1 y las simulaciones de las distribuciones posteriores se efectuaron mediante JAGS 4.3.0.

Aspectos éticos

Se siguieron todas las normas éticas y los datos fueron debidamente disociados para garantizar la confidencialidad de la información clínica.

RESULTADOS

Registramos 56.619 procesos de IT, que correspondieron al 1,5% del total de los 3.799.516 procesos de IT atendidos en el periodo.

Los 4 diagnósticos más prevalentes fueron:

  1. - 300.00: Estado de ansiedad no especificado (36,2%, n=20.497).

  2. - 300.02: Trastorno de ansiedad generalizado (12,1%, n=6.845).

  3. - 300.09: Otros estados de ansiedad (9,7%, n=5.497).

  4. - 300.4: Depresión neurótica (35,2%, n=19.930).

  5. - 300.89: El resto de los diagnósticos no alcanzaron más del 1,5% de representación.

El mayor porcentaje de casos se agrupó entre 2007 y 2009, cuando se registraron anualmente entre un 11% de la población, con un descenso progresivo hasta el 7,4% de los procesos en 2015, para volver a ascender a un 9,7% en 2016 (figura 1).

Figura 1.
Incidencia acumulada de casos de Trastornos Neuróticos por año del periodo de estudio 2006-2016 (n=56.619) respecto a la población de afiliados en 2011.

La distribución de la incidencia acumulada por provincias respecto al número de afiliados a la mutua, a nivel nacional en 2011, reflejó un desequilibrio entre el norte y las islas con respecto al sur y a las mesetas. Las provincias con más incidencia acumulada quedaron representadas en la tabla 1 y la figura 2.

Tabla 1.
Provincias con incidencia acumulada superior al 4% de procesos de incapacidad temporal (IT) por diagnósticos del 300 al 300.9 del CIE-9-CM respecto al número de afiliados y sus respectivas duraciones medias de la IT (n=30.608).

Figura 2.
Distribución de la incidencia acumulada y de duraciones medias de incapacidad temporal por trastornos neuróticos superiores a la media nacional de Fraternidad-Muprespa (71,8 días) por provincias.

Aquellas provincias menos representadas fueron: Palencia (3,7%), Castellón (3,4%), Córdoba y Navarra (3,3%), Huelva y Burgos (3,5%), Soria (3,2%), Madrid y Alicante (3,1%), Salamanca, Albacete y Zamora (3%), Cádiz (2,9%), Murcia (2,8%), La Rioja y Almería (2,7%), Ávila, (2,6%), Teruel (2,5%), Granada y Ciudad Real (2,2%), Cuenca (2,1%), Guadalajara (1,9%), Toledo (1,7%), Segovia (1,6%), Jaén (1,5%) y Huesca (1,2%).

En el 67% (n=22.287) de los casos fueron mujeres, quedando la edad media representada en 40 años (DE:10,61). Se perdieron los datos referentes al sexo de 23.290 casos y para la edad de 813 casos.

Para 16.329 pacientes, no encontramos antecedentes de consumo de tóxicos. De la muestra restante fue más prevalente el consumo de tabaco (22,2%, n=8.959) que el alcohol (6%, n=2.408) o las drogas (1,4%, n=564). El número de registros de IT asociados al paciente por otros diagnósticos, durante el periodo de estudio, sumó un total de 193.339 procesos, correspondiendo la media de procesos por paciente a 6,1 (DE:9,2), con una mediana de 3 procesos en el periodo de 10 años.

Registramos una media de 3,6 (DE:4,9) seguimientos de los facultativos de la mutua. Un 11,3% (n=6.398) de los pacientes fueron derivados a psiquiatría, y un 1,3% (n=762) realizaron psicoterapia con el psicólogo, siendo la media de consultas de seguimientos de estos profesionales de 1,5 (DE:1,1) y 2,1 (DE:2,3), respectivamente.

Tras descartar los 4.749 casos para los que no se encontraron datos, registramos que el 99% (N=56.094) de ellos correspondieron a contingencia común. El tipo de pago fue delegado en 44.262 casos (78,2%) y directo en 12.357 (21,8%). El 50,4% de la muestra pertenecía a empresas de más de 100 trabajadores.

La duración de la IT fue de 71,8 días de media (DE:65,7), con mediana de 52. El rango intercuartílico fue de Q1:27-Q3:95. El número de procesos con duración de la IT por encima de la mediana de la muestra fue del 38,1% (N=19.744).

El importe medio total de la IT fue de 2.575 euros (DE:3.439). La base reguladora media fue de 50,5 euros (DE:27,18). Registramos los CNAE más prevalentes en la muestra, hallando que 16.497 procesos (29,3%) correspondían a los siguientes 6 códigos:

  1. - 4711: comercio al por menor en establecimientos no especializados, con predominio de productos alimenticios, bebidas y tabaco (7,6%, n=4.278).

  2. - 4771: comercio al por menor de prendas de vestir en establecimientos especializados (7,3%, n=4.109).

  3. - 8220: actividades de centros de llamadas (6,1%, n=3472).

  4. - 6110: telecomunicaciones por cable (3,3%, n=1.850).

  5. - 5630: establecimiento de bebidas (2,6%, n=1483).

  6. - 5310: actividades postales sometidas al servicio universal (2,3%, n=1.305).

Dado que la duración de la IT resultó más alta que la media de tiempos estándar de IT propuestos por el INSS, se calculó dicha duración para cada uno de los 4 diagnósticos más frecuentes (tabla 2).

Tabla 2.
Duración de la incapacidad temporal (IT) según código diagnóstico.

Registramos un total de 193.339 procesos de IT correspondientes a los 56.619 pacientes durante el periodo. Las comorbilidades más representadas fueron la lumbalgia (35,8%, n=69.229) y la cervicalgia (3,5%, n=6.827), y con un 3,4% (n=6.504) se sumaron los diagnósticos inespecíficos calificados como “causa inespecífica de morbilidad” y “otras causas desconocidas de morbilidad/mortandad”. Con un 2,3% (n=4.474) registramos las colitis, las enteritis y las gastroenteritis infecciosas, y con un 2,1% (n=4.096) las faringitis.

Se analizó la duración media de la IT por el trastorno neurótico, asociada a aquellos procesos más repetidos (tabla 3). Realizamos un modelo de regresión logística para valorar el impacto de cada una de las variables sobre la duración de la IT que sobrepasaban a la mediana (tabla 4).

Tabla 3.
Duración de la incapacidad temporal ( IT) en el trastorno de ansiedad registrado para aquellos pacientes que también cursaron un proceso de incapacidad temporal con los siguientes diagnósticos a lo largo del periodo de estudio.

Tabla 4.
Factores que modifican la duración de la incapacidad temporal por encima y por debajo de la mediana (52 días) según modelo de regresión logística.

Por cada año de edad, se multiplicó por 1,009 el riesgo de una IT por encima de la mediana, con un Icred95% de 1,006 a 1,012, y una probabilidad del 100% de que la OR fuera mayor que 1, es decir, que fuera un factor de riesgo.

Ser mujer multiplicó por 0,88 la probabilidad de riesgo, con un Icred95% de 0,82 a 0,94, y una media posterior de la OR>1 del 0%, es decir, que este efecto fuera menor que 1. Ser mujer era pues factor preventivo.

El hecho de trabajar para una empresa de más de 100 trabajadores multiplicó por 0,84 la probabilidad de que la duración se alargara por encima de la mediana, con un Icred95% de 0,82 a 0,94, y una media posterior de la OR>1 del 0%. Por tanto, era factor preventivo.

El antecedente de consumo de alcohol, tabaco y drogas no se objetivaron como factores modificadores.

Las consultas de psiquiatría multiplicaron la probabilidad de riesgo por 1,75 (con un intervalo de 1,63 a 1,87), y la terapia de rehabilitación psicológica por 1,94 (con un intervalo de 1,61 a 2,34). Ambos registraron una probabilidad posterior de la OR>1 del 100%.

Por cada año de diagnóstico, se multiplicó la odss por 0,99, es decir, disminuyó el riesgo, con un intervalo de 0,997 a 1. La probabilidad posterior de la OR>1 fue de 0%, resultando pues un factor preventivo.

Por cada euro que aumentaba la base reguladora, se multiplicaba por 1,002 el riesgo, con un Icred95% de 1,001 a 1,003, siendo la probabilidad posterior de la OR>1 del 100%.

El tipo de pago se presentó como la variable más influyente, multiplicando la probabilidad por 2,55, con un ICred95% de 2,30 a 2,88. La probabilidad posterior de la OR>1 fue del 100%. Es decir, resultaba un factor de riesgo para que la IT se alargara por encima de la mediana.

DISCUSIÓN

Los trastornos de ansiedad son un problema de salud pública que repercuten sobre la calidad de vida de la población. Afectan fundamentalmente en edad laboral, con la repercusión socioeconómica que conlleva tanto en pérdida de productividad como en gasto sanitario1515. Rice DP, Miller LS. Health economics and cost implications of anxiety and other mental disorders in the United States. Br J Psychiatry 1998;173 (Suppl 34):4-9. Los pacientes que sufren estos trastornos tienen mayor probabilidad de utilizar los servicios sanitarios y presentan un mayor absentismo y discapacidad temporal en el trabajo1616. Berndt ER, Bailit HL, Keller MB, Verner JC, Finkelstein SN. Health care use and at-work productivity hmong employee with mental disorders. Health Aff (Millwood) 2000;19:244-56,1717. Roberge P, Normand-Lauziere F, Raymond I et al Generalized anxiety disorder in primary care: mental health services use and treatment adequacy. BMC Earn Pract. 2015;16:146. Plaisier et al declararon que las personas con ansiedad tienen un riesgo entre 1,84 y 2,13 veces superior de presentar periodos de absentismo superiores a 2 semanas, así como de deterioro del rendimiento laboral, respectivamente1818. The European Opinion Research Group. The Mental Health Status of the European Population. Eurobarometer 58.2. [documento Internet]. Brussels. 2003. [Acceso 10 de enero de 2019]. Disponible en http://ec.europa.eu/health/ph_determinants/life_style/ mental_eurobaro.pdf
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.

El Estudio ESEMeD-España de 2006 refleja la prevalencia de cualquier trastorno de ansiedad en población general en un 6,2%1919. Haro JM, Palacín C, Vilagut G, Martínez M, Bernal M, Luque I, Codony M, Dolz M, Alonso J y el Grupo ESEMeD-España. Prevalencia de los trastornos mentales y factores asociados: resultados del estudio ESEMeD-España. Medicina Clínica (Barc). 2006; 126(12):445-51. https://doi.org/10.1157/13086324
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. Los procesos registrados en nuestro estudio comprenden el 1,5% del total de los procesos de IT atendidos en el periodo. El estado de ansiedad no especificado y la depresión neurótica suman el 71% del total de ellos.

La media de duración de la IT en los cuatro diagnósticos más prevalentes es similar y duplica e incluso triplica la duración media estándar del INSS para cada uno de ellos, coincidiendo con otros estudios en nuestro medio2020. De Vicente A, Magán I, Berdullas S, Elena JM. Salud Mental y absentismo laboral: cuando el trabajo no da la felicidad. INFOCOOP número 41. 2009. Enero-Febrero.

Encontramos una evolución cronológica con un pico en 2007-2008, coincidiendo con el inicio de la crisis económica. Es probable que el descenso posterior en los años de crisis, no se deba a la disminución de la incidencia y prevalencia de la patología, sino a la inestabilidad laboral y al miedo al despido, lo que disminuyó la demanda asistencial y la IT, concordante así mismo con el aumento de los casos de IT registrados tras la recuperación económica. Parece que al repunte de 2016 podría sumarse también el cambio de orientación del mercado laboral, donde existe una marcada dualidad entre los empleos de alta y de muy baja calidad. Se debería profundizar en la repercusión de dichos modelos de contratación, no sólo en cuanto a la calidad de vida y salud del trabajador, sino respecto a los gastos sobrevenidos por IT, la dificultad de reincorporación, las sustituciones y los accidentes derivados de la inexperiencia de estos sustitutos.

A pesar de los protocolos de seguimiento comunes en todo el territorio, la incidencia acumulada por provincias es mayor en la costa del Cantábrico, Cataluña y las islas. Mientras, las duraciones medias más largas pertenecieron a Galicia y a la costa mediterránea. Analizar aquellas provincias en las que se duplica la incidencia acumulada (como en Cataluña respecto a Madrid) o en las que las duraciones de la IT se disparan (como en el caso de Huesca), podría promover ajustes en las medidas preventivas y correctoras adaptadas a las necesidades de cada población.

En nuestra muestra la incidencia acumulada se duplica en el sexo femenino, coincidiendo con los datos del ESEMeD-España 20061919. Haro JM, Palacín C, Vilagut G, Martínez M, Bernal M, Luque I, Codony M, Dolz M, Alonso J y el Grupo ESEMeD-España. Prevalencia de los trastornos mentales y factores asociados: resultados del estudio ESEMeD-España. Medicina Clínica (Barc). 2006; 126(12):445-51. https://doi.org/10.1157/13086324
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. La edad media es de 40 años.

Los trastornos de ansiedad no sólo provocan sintomatología psicológica, sino también somática. Estudios como el de Ibermutuamur1212. Catalina-Romero C, Martínez-Muñoz P, Quevedo-Aguado L, Ruiz-Moraga M, Fernández-Labandera C, Calvo-Bonacho C. Predictores de la duración de la incapacidad temporal por contingencias comunes en los trastornos de ansiedad. Gac Sanit. 2013;27(1):40-46 doi:10.1016/j.gaceta.2011.12.008
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presentan como el predictor más robusto de la duración de la IT, en trastornos neuróticos, la existencia de comorbilidad, siendo los grupos de enfermedades más frecuentes los osteomioarticulares, las lesiones traumatológicas, otros trastornos mentales y los problemas digestivos. La media de procesos de IT para nuestra muestra en el periodo es de 6,1 (DE:9,2), además del proceso de ansiedad. La incidencia acumulada más alta de los diagnósticos que también generaron baja en el periodo son la de los trastornos lumbares y cervicales. Son trastornos frecuentes en la población activa de este grupo de edad, pero también están relacionados con somatizaciones de la ansiedad.

Se analiza la duración media de la IT por el trastorno neurótico, asociada a aquellos procesos más repetidos, obteniendo medias similares entre lumbalgia y cervicalgia con 65,1 y 67 días de IT, y algo menor respecto a los trastornos digestivos (59,4). Se obtiene una media superior en aquellos pacientes donde se asocia comorbilidad con trastornos depresivos, la cual alcanza los 71,3 días. Existen estudios que afirman que la ansiedad se asocia a trastornos depresivos posteriores1818. The European Opinion Research Group. The Mental Health Status of the European Population. Eurobarometer 58.2. [documento Internet]. Brussels. 2003. [Acceso 10 de enero de 2019]. Disponible en http://ec.europa.eu/health/ph_determinants/life_style/ mental_eurobaro.pdf
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. Llama la atención que la duración media más alta del proceso de IT por ansiedad corresponde al grupo de pacientes que cursan al menos otro proceso de IT en el que no se registra causa específica del mismo. La ausencia de diagnóstico es el 3º código más frecuente. Cabe suponer que se debe a procesos de corta duración, donde la etiología no llega a estar claramente definida por su resolución temprana, pero también podría corresponder a los pródromos de un trastorno de ansiedad sin diagnosticar. Otros estudios muestran esta misma distribución de los procesos comórbidos1212. Catalina-Romero C, Martínez-Muñoz P, Quevedo-Aguado L, Ruiz-Moraga M, Fernández-Labandera C, Calvo-Bonacho C. Predictores de la duración de la incapacidad temporal por contingencias comunes en los trastornos de ansiedad. Gac Sanit. 2013;27(1):40-46 doi:10.1016/j.gaceta.2011.12.008
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.

Al analizar los factores asociados a una duración por encima de la mediana de nuestra muestra, objetivamos que ser mujer es un factor protector, aunque la incidencia acumulada es mayor en ellas. También el año de diagnóstico, aunque con una leve influencia, muestra que se controlan mejor los procesos en los últimos años.

El número de trabajadores de la empresa, para aquellas empresas de más de 100 trabajadores, es un factor preventivo para que la duración de la IT no se alargue por encima de la mediana, en contraste con los resultados de otros estudios2121. Arends I et al. Predictors of recurrent sickness absence among workers having returned to work alter sickness absence due to common mental disordesr Scand J Work Environ Health. 2014;40(2):195-202 doi:10.5271/sjweh.3384
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. Los antecedentes de consumo de tabaco, alcohol y drogas, no modifican la duración de la IT.

Las consultas a psiquiatría y psicología son factores asociados a una mayor duración, probablemente debido a la complejidad de aquellos casos que precisan la derivación.

Los factores de riesgo son la edad, la base reguladora y, la más significativa, la situación de pago directo, la cual multiplica casi por tres la probabilidad de que una IT se alargue por encima de la mediana. O bien, cabe la interpretación de que aquellos procesos que se alargan por encima de los estándares habituales se resuelvan con un despido. Esto concuerda con los resultados de otros estudios1212. Catalina-Romero C, Martínez-Muñoz P, Quevedo-Aguado L, Ruiz-Moraga M, Fernández-Labandera C, Calvo-Bonacho C. Predictores de la duración de la incapacidad temporal por contingencias comunes en los trastornos de ansiedad. Gac Sanit. 2013;27(1):40-46 doi:10.1016/j.gaceta.2011.12.008
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y parece apoyar la teoría del riesgo moral durante el pago directo. Nos referimos a un concepto económico que informa de cómo los individuos asumen en sus decisiones mayores riesgos cuando las posibles consecuencias negativas de sus actos no son asumidas por ellos, sino por un tercero. Ello genera que, en caso de que sea otra la persona que soporta los costes asociados a la falta de esfuerzo o de responsabilidad (en este caso, en términos de reincorporación laboral), los incentivos para esforzarse o ser responsables estén distorsionados

Como fortalezas de este estudio destacan su tamaño muestral, su ámbito nacional y la aproximación a la comorbilidad. Sería interesante contrastar la duración de la IT de los procesos de lumbalgia y cervicalgia sobre un grupo control sin antecedente de ansiedad. Su limitación es la selección de los sujetos, seguidos por la mutua en el control de la ITCC, no pudiendo afirmarse que los resultados sean extrapolables a la población general.

La OMS afirma que la atención a la salud mental, a diferencia de otras áreas de salud, no precisa tecnología costosa. Requiere del trabajo sensible de un personal debidamente formado en el uso de fármacos relativamente baratos, y de las habilidades de soporte psicológico en el ámbito extrahospitalario2222. Grupo de Trabajo de la Guía de Práctica Clínica para el Manejo de Pacientes con Trastornos de Ansiedad en Atención Primaria. Madrid: Plan Nacional para el SNS del MSC. Unidad de Evaluación de Tecnologías Sanitarias. Agencia Laín Entralgo. Comunidad de Madrid; 2008. Guías de Práctica Clínica en el SNS: UETS No 2006/10. Por ello, los servicios sanitarios deberíamos promover la investigación en este ámbito para lograr una correcta recuperación funcional, una prevención de las recaídas y ajuste de los tiempos de IT a los propuestos como óptimos por el INSS.

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  • Cita sugerida:

    Gancedo-García A, Suárez-Gil P, SantosOlmo Sánchez M, Asensio del Hoyo P. Incidencia acumulada, comorbilidad e incapacidad por trastornos de ansiedad en pacientes de una mutua de accidentes de trabajo. Rev Esp Salud Pública. 2019;93: 10 de octubre e201910068.

Fechas de Publicación

  • Publicación en esta colección
    12 Oct 2020
  • Fecha del número
    2019

Histórico

  • Recibido
    05 Abr 2019
  • Acepto
    15 Jul 2019
  • Publicado
    10 Oct 2019
Ministerio de Sanidad, Consumo y Bienestar social Madrid - Madrid - Spain
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