Este estudio se enmarca dentro del proyecto de investigación Evaluación de efectos en salud del programa Treball als barris14. El proyecto puso en marcha un estudio longitudinal. La población de estudio fueron las personas de 16 a 64 años en situación de desempleo que participaron en el programa Treball als Barris entre 2015 y 2016.

La información se recogió a partir de una encuesta autocumplimentada a la población de estudio previamente a entrar en Treball als Barris, durante la sesión informativa del programa. Los cuestionarios recogen características sociodemográficas, de prestación de empleo, laborales, de situación residencial, y de salud y calidad de vida de la población de estudio. La encuesta basal fue autocumplimentada por 1001 personas (tasa de respuesta del 36,2%) bajo la supervisión de personal entrenado. De estas, 743 respondieron a la encuesta de seguimiento, un año después de su entrada en el programa, por vía telefónica con una encuestadora entrenada. Posteriormente se excluyó a las personas que habían finalizado su último contrato por problemas de salud en la encuesta basal, con lo que se obtuvo una muestra total de 699 participantes. Por último, en el marco de esta investigación se excluyeron aquellos casos que no habían respondido a la pregunta sobre retrasos en el pago o porque vivían sin hogar, generando una muestra final de 469 personas (236 mujeres y 233 hombres). Las características sociodemográficas de este subgrupo se encuentran en la tablas l y ll del Apéndice online.

El proyecto Evaluación de los efectos en la salud del programa Treball als Barris fue aprobado por el Comité Ético de Investigación Cínica del Parc de Salut Mar (Número 2015/6032/I).

Para medir la salud percibida se utilizó la pregunta «¿Cómo diría usted que es su salud en general?», cuya respuesta se categorizó como excelente, muy buena, buena, regular y mala. Posteriormente, para su análisis, la variable se categorizó de nuevo en buena (excelente, muy buena, buena) y mala (regular, mala)15–17. En cuanto a la salud mental, el instrumento de medida utilizado fue la escala de 12 ítems del General Health Questionnaire (GHQ-12)18,19, que valora el riesgo de padecer mala salud mental durante los últimos 30 días. El GHQ se analizó como una variable continua de 0 a 36; cada ítem tiene una escala de puntación (0, 1, 2 o 3) en la que, cuantos más puntos, peor es la salud mental.

Para analizar la trayectoria residencial, se midió con la pregunta «¿En los últimos 12 meses se ha retrasado en el pago de préstamos hipotecarios y/o del recibo de alquiler de la vivienda principal?». Se creó una variable dicotómica (sí/no) para definir la situación residencial de las personas participantes en el momento basal y después de un año de ser entrevistadas. A partir de aquí, se crearon cuatro posibles trayectorias residenciales: 1) seguridad residencial en el inicio y seguridad residencial al año de seguimiento (SR-SR); 2) seguridad residencial en el inicio e inseguridad residencial al año de seguimiento (SR-IR); 3) inseguridad residencial en el inicio y seguridad residencial al año de seguimiento (IR-SR); y 4) inseguridad residencial en el inicio e inseguridad residencial al año de seguimiento (IR-IR).

Para analizar la situación laboral se creó una variable que recogía la transición entre la situación en el momento basal (todas las personas participantes estaban desempleadas al inicio del estudio) y la situación tras un año de seguimiento (trabajando actualmente, desempleado/a con subsidio/prestación o desempleado/a sin prestación/subsidio).

Las variables de ajuste fueron la edad, el país de nacimiento (España y Unión Europea [UE-15] más Noruega y Suiza, o resto de países), la clase social (en tres categorías, siguiendo la recomendación de la Sociedad Española de Epidemiología)19 y la composición familiar (persona sola sin hijos o pareja sin hijos, pareja con hijos/as y sin pareja con hijos/as).

Se describieron las variables socioeconómicas y se estimaron las prevalencias de la situación de salud percibida y mental según las cuatro trayectorias residenciales.

A continuación, se ajustaron modelos multivariados para estimar la asociación entre las variables independientes y la mala salud percibida y mental al año de seguimiento. Se obtuvieron las razones de prevalencia (RP) de mala salud percibida y sus IC95%, y los coeficientes (Coef) de mala salud mental y sus intervalos de confianza del 95% (IC95%) en las cuatro trayectorias residenciales usando como categoría de referencia la trayectoria SR-SR. Para la salud percibida se ajustaron modelos de regresión de Poisson robusta, y para la salud mental se ajustaron modelos de regresión lineal. Para el análisis se ajustaron cuatro modelos, el primero ajustado por la edad y el estado de salud basal al inicio del seguimiento (modelo 1); luego se añadieron las variables socioeconómicas (edad, país de nacimiento, clase social y composición familiar) (modelo 2), y finalmente se añadió al modelo la situación laboral como variable explicativa (modelo 3). Para estimar el efecto modificador de la situación laboral entre la relación de la inseguridad residencial y la salud, al modelo 3 se incorporó la interacción de la situación laboral y las cuatro trayectorias residenciales para cada variable de salud (modelo 4).

La base de datos con la que se ha realizado el estudio presentaba un elevado número de valores perdidos, que se solucionó con el método de imputación múltiple por ecuaciones encadenadas14,20. Todos los análisis fueron estratificados por sexo. Se utilizó el programa estadístico STATA versión 13.0.

Un 50,3% de las 469 personas de la muestra son mujeres. Tanto en hombres como en mujeres, la mayoría se encuentran en la trayectoria SR-SR (42,8% y 45,5%, respectivamente), seguida de la trayectoria IR-IR (27,1% y 25,3%, respectivamente). En la tabla 1 se muestran las características sociodemográficas de la muestra.

En la tabla 2 se muestra la situación de salud en el momento basal y en el seguimiento según la trayectoria residencial. Se observa que las mujeres de las trayectorias SR-IR e IR-IR empeoraron su salud percibida después del seguimiento (del 30,3% al 38,2% y del 36,6% al 40,6%, respectivamente), mientras que en los hombres la mayoría empeoró su salud percibida después del seguimiento, excepto aquellos con una trayectoria IR-SR, que mejoraron su salud después del seguimiento (del 26,1% a 22,2%). Respecto a la salud mental, la media de la escala GHQ-12 disminuyó considerablemente tanto en hombres como en mujeres de las cuatro trayectorias residenciales.

La tabla 3 muestra los efectos de la trayectoria residencial y la situación laboral sobre la salud. Se observa que las mujeres de las trayectorias SR-IR e IR-IR presentan RP de mala salud percibida al año de seguimiento de 2,26 (IC95%: 1,26-4,05) y de 2,29 (IC95%: 1,36-3,84), respectivamente, comparadas con las que se mantienen en seguridad residencial. Estos resultados persisten en la trayectoria IR-IR después de incluir las variables socioeconómicas (modelo 2) y la situación laboral (modelo 3), mientras que las mujeres de la trayectoria SR-IR presentan un patrón similar aunque los resultados están en el límite de la significación estadística. En los hombres no se aprecian efectos significativos de las trayectorias de inseguridad residencial sobre la salud percibida, aunque a diferencia de las mujeres destaca el efecto del desempleo sobre la salud con RP de mala salud percibida de 3,16 (IC95%: 1,02-6,15) entre los desempleados con subsidio/prestación y de 3,02 (IC95%: 1,63-5,60) entre los desempleados sin subsidio/prestación, comparados con aquellos que se encuentran empleados (modelo 3). En cuanto a la salud mental al año de seguimiento, los efectos de la trayectoria IR-IR se mantienen significativos para las mujeres en los tres modelos (ej. Coefaju: 2,22; IC95%: 0,67-3,76 [modelo 3]). En los hombres no se observan efectos significativos de las trayectorias de inseguridad residencial sobre la salud mental tras ajustar por las variables socioeconómicas. No obstante, los hombres desempleados con subsidio/prestación y los desempleados sin subsidio/prestación presentan efectos significativos comparados con aquellos que trabajan actualmente (Coefaju: 2,88, IC95%: 0,86-4,90, y Coefaju: 3,00, IC95%: 1,24-4,75) (modelo 3). En las mujeres se observa un efecto significativo en las desempleadas sin subsidio/prestación (Coefaju: 2,35; IC95%: 0,97-3,72) comparadas con aquellas que trabajan.

La tabla 4 muestra los resultados del modelo 4 que incluye la interacción de las trayectorias de inseguridad residencial y la situación laboral, presentados de manera estratificada según la categoría de la situación laboral. En las mujeres, destacan una RP de mala salud percibida significativa en aquellas con trayectoria IR-IR que trabajan al año de seguimiento (RP: 3,17; IC95%: 1,44-6,99) y en las que pasaron de seguridad a inseguridad residencial y se encuentran desempleadas sin prestación (RP: 2,55; IC95%: 1,03-6,32), a diferencia de las otras categorías de situación laboral. En cuanto a la salud mental, destaca un efecto significativo de la categoría IR-IR en las mujeres desempleadas sin prestación (Coef: 4,46; IC95%: 1,99-6,94), lo cual no ocurre en las otras categorías de situación laboral. Sin embargo, no se encontró interacción significativa de las trayectorias de inseguridad residencial y situación laboral sobre la salud percibida y mental.

En los hombres no se observan efectos estadísticamente significativos sobre la salud percibida en ninguna de las tres categorías laborales. Sin embargo, respecto a la salud mental, los que se mantuvieron en inseguridad residencial y se encontraban desempleados sin prestación presentaron un efecto significativo (Coef: 3,28; IC95%: 0,34-6,22) comparados con aquellos de la trayectoria SR-SR, a diferencia de las otras categorías de situación laboral. De hecho, en este caso los resultados sugieren una interacción de la trayectoria residencial y la situación laboral (p<0,10).

Este estudio utiliza la información del proyecto Impacto en la salud del programa Treball als Barris, que no fue diseñado para responder a nuestro objetivo. La limitación más importante se relaciona con la variable inseguridad residencial, que se mide solo según la existencia de retraso en el pago de los costes de la vivienda en los últimos 12 meses. En primer lugar, la inseguridad residencial puede ir desde el retraso en el pago de la hipoteca o alquiler hasta el propio desahucio, situaciones que no permite diferenciar esta variable. Probablemente, si incluyéramos etapas más severas de inseguridad residencial (como el desahucio), los efectos sobre la salud de las personas serían mayores, como han evidenciado estudios previos29,30. Además, esta variable presentaba un elevado número de valores perdidos, lo cual redujo la muestra y la potencia estadística. No obstante, los datos han permitido observar diversos efectos de la inseguridad residencial sobre la salud, y a su vez cómo podría estar actuando la situación laboral en esta relación. Algo similar ocurre con nuestra variable de situación laboral, la cual no recoge aspectos relacionados con la precariedad ni con la calidad del empleo. El equipo está trabajando en una nueva variable compuesta que permita recoger esta situación y otros aspectos.

Otra limitación es la diferencia en el instrumento utilizado para la recogida de información en la encuesta basal (presencial autocumplimentada) y en la de seguimiento (entrevista telefónica), que podría conducir a un sesgo de información.

Finalmente, hemos visto algunas diferencias según la clase social, entre las personas que respondieron solo al inicio del estudio (pérdidas de seguimiento) y las que lo hicieron también al año de seguimiento, con una mayor proporción de clase manual no cualificada entre quienes dejaron el estudio. Lo mismo ocurre con la edad entre las personas que respondieron la pregunta sobre retraso en el pago de préstamos hipotecarios o de alquiler y las que no lo hicieron (que correspondieron a grupos de edades mayores). Estas diferencias pueden introducir un sesgo de selección, aunque los grupos excluidos presentan mayor susceptibilidad, por lo que los efectos de la inseguridad residencial sobre la salud podrían haber sido aún mayores, sin existir un cambio en la dirección de la asociación (v. tablas l y ll del Apéndice online).

Como fortalezas, este estudio utiliza una variable de trayectoria de inseguridad residencial que permitió identificar las distintas posibilidades de cambio de la situación residencial y los efectos de estos cambios sobre la salud. Además, es uno de los pocos estudios que tratan de analizar el efecto modificador de la situación laboral sobre la relación entre inseguridad residencial y salud en nuestro contexto.