Este trabajo pretende crear un puente entre la literatura sobre la inmigración y la que relaciona el capital social y la salud. Nuestro primer objetivo es aportar nueva evidencia empírica sobre la asociación entre capital social y salud utilizando por primera vez datos de Cataluña. En segundo lugar, intentamos determinar la posible existencia de un efecto diferencial del capital social sobre la salud entre inmigrantes y nativos. También distinguimos entre capital social individual y capital social comunitario.
MétodosPara cumplir los objetivos descritos utilizamos la Encuesta de Salud de Cataluña de 2006 (ESCA 2006). La estimación de los modelos de salud se lleva a cabo utilizando la modelización multinivel. Se han estimado modelos separados tanto para nativos como para inmigrantes.
ResultadosLos resultados revelan que existe una asociación positiva entre una buena salud mental en Cataluña y el capital social. No obstante, el impacto del capital social individual es mayor que el del comunitario. También observamos que no existe un efecto diferencial entre inmigrantes y nativos en Cataluña, mientras que tales diferencias sí se observan respecto a los nativos españoles nacidos fuera de Cataluña. También observamos la existencia de heterogeneidad geográfica en cuanto al efecto del capital social individual sobre la salud mental para ambos colectivos, nativos e inmigrantes.
ConclusionesA partir de nuestros resultados, creemos que potenciar la acumulación de capital social puede ser un instrumento potencialmente eficaz para conseguir los objetivos relacionados con la mejora de la salud.
This study attempts to create a bridge between the literature on immigration and on social capital and health. The objectives were two-fold: firstly, to provide new empirical evidence on the association between social capital and health, using data from Catalonia for the first time and, secondly, to explore the possible existence of a differential impact of social capital on health between native-born residents and immigrants. We also distinguished between individual and community-level social capital.
MethodsWe used the 2006 Catalan Health Survey (ESCA 2006). To assess the relationship between social capital and mental health, we used multilevel models, estimated separately for native-born and immigrant residents.
ResultsThe results revealed a positive link between social capital and good mental health in Catalonia. However, this effect was stronger for individual than for community-level social capital. The results did not support the hypothesis of a differential impact between immigrants and native-born Catalans, but did indicate differences with respect to Spaniards born outside Catalonia. Geographic heterogeneity in the effect of individual social capital on mental health in both immigrants and native-born residents was also detected.
ConclusionsWe believe that enhancing social capital could potentially be an effective policy tool to achieve objectives related to health status improvement.
A lo largo de la última década, la sociedad española en general y también la catalana han experimentado cambios estructurales, que han contribuido a la diversidad demográfica. Una de las razones clave para la transformación ha sido la creciente presencia de inmigrantes en nuestra sociedad. Los estudios que analizan la salud1,2, la morbilidad3,4, los hábitos relacionados con la salud5 y la utilización de servicios sanitarios6–8 en el colectivo de los inmigrantes en España, independientemente o en comparación con la población autóctona, ha crecido considerablemente en los últimos años. Sin embargo, por ahora no se conoce ningún estudio que relacione la salud, el capital social y el fenómeno de la inmigración, ni en España ni en el ámbito internacional. Nuestro principal objetivo es construir un puente entre la literatura sobre inmigración y la literatura sobre el capital social y la salud.
A pesar de la popularidad del concepto «capital social» en las investigaciones sociales, no existe unanimidad sobre su definición, sus componentes ni la forma de medirlo. Por ejemplo, todavía no hay un consenso sobre si el capital social es una característica individual o colectiva9,10. Nosotros adoptamos la idea, apoyada por las investigaciones más recientes, de que el capital social tiene tanto un componente individual como uno colectivo11,12.
Apenas existe evidencia empírica sobre la relación entre el capital social y la salud para el caso español. Los primeros trabajos13,14 intentaban determinar la importancia de la cohesión social como factor mediador entre las desigualdades socioeconómicas y la salud. Sin embargo, los resultados no permitieron confirmar la hipótesis de que el capital social esté asociado significativamente con la salud, hecho que los autores atribuyeron a la debilidad de los datos agregados empleados en el análisis empírico. Los estudios de Costa-Font y Gil15, Blanco16, y Stoyanova y Díaz-Serrano17, son unas de las pocas excepciones. En Stoyanova y Díaz-Serrano se ofrece una extensa revisión de la literatura nacional e internacional.
El presente trabajo pretende ampliar la evidencia empírica sobre la relación entre el capital social y la salud utilizando por primera vez datos de Cataluña. Además, intentamos determinar si existe un impacto diferencial del capital social sobre la salud mental entre la población nativa y la inmigrante. Dentro de la población autóctona distinguimos entre los nacidos en Cataluña y los nacidos fuera de Cataluña. Esta desagregación de la población nativa viene dada por el hecho de que, como veremos más adelante, ambos grupos presentan niveles de riesgo de salud mental y características sociodemográficas muy diferentes, circunstancia que podría hacer que existiese un efecto diferencial del capital social sobre la salud entre ambos grupos.
MetodologíaMarco institucional: los gobiernos territoriales de saludLa unidad administrativa que tomamos como referencia geográfica son los gobiernos territoriales de salud (GTS). Los GTS, que disponen de cierto grado de autonomía en la gestión de los recursos sanitarios, se crearon con el fin de descentralizar y acercar a la población el sistema sanitario catalán, y desde ahí contribuir a la mejora de la salud de su población.
DatosLos datos utilizados en el análisis provienen de la Encuesta de Salud de Cataluña de 2006 (ESCA 2006). Los individuos entrevistados en la ESCA 2006 son residentes en Cataluña seleccionados a partir del Registro de Población de Cataluña del Institut d’Estadística de Catalunya. El tamaño de la muestra es de 18.126 entrevistas, de las cuales 15.926 fueron efectuadas a población adulta, de 15 años y más, y 2200 a menores de 15 años. En la encuesta de 2006 se incluyó por primera vez una muestra de inmigrantes representativa de la población de inmigrantes residentes en Cataluña. En total, dentro de la población adulta, se entrevistaron 1203 inmigrantes (un 7,71% del total de los adultos). Para nuestro análisis nos centraremos en la población adulta (15 o más años). Dentro de la población inmigrante adulta, el 40% son latinoamericanos, el 29,3% proviene de África, el 4,4% son asiáticos, el 8,54% provienen de Europa Central y del Este, y el 17,8% son ciudadanos de la UE-15 y de otros países de renta alta como Estados Unidos, Australia, etc.
Del conjunto de variables referidas a la salud del individuo incluidas en la ESCA 2006, nuestro análisis se centrará en estudiar los determinantes del riesgo de mala salud mental aproximado mediante un índice de salud mental (ISM) que es una escala de medida de la disfunción psicológica basada en el General Health Questionnaire de Goldberg (GHQ-12)18. Este índice varía entre 0 y 12, donde 0 indica la no existencia de riesgo de mala salud mental y 12 es el máximo riesgo.
La tabla 1 contiene la descripción de las variables utilizadas en el análisis como determinantes del ISM. Éstas se han dividido en cuatro bloques: 1) variables relacionadas con la condición sociodemográfica del individuo (edad, sexo, nivel educativo, renta del hogar y número de miembros en el hogar), 2) hábitos de vida (índice de masa corporal, consumo de tabaco, consumo de alcohol, actividad física cotidiana y en el tiempo de ocio), 3) capital social individual (ocho variables sobre interacciones sociales), y 4) capital social colectivo (dos indicadores, uno de participación cívica y otro de confianza).
Variables derivadas utilizadas en el análisis
| Variable | Descripción | Fuente |
| Índice de salud mental | Basado en el GHQ-12 | ESCA 2006 |
| Capital social individual | ||
| Factor 1 | Factor que agrupa tres variables que indican si el individuo tiene la posibilidad de hablar sobre sus: i) problemas personales, ii) problemas laborales e iii) problemas económicos | ESCA 2006 |
| Factor 2 | Factor que agrupa tres variables que indican si el individuo: i) recibe consejos útiles, ii) recibe ayuda cuando enferma e iii) tiene personas que se preocupan por él | ESCA 2006 |
| Factor 3 | Factor que indica si el individuo recibe invitaciones para distraerse | ESCA 2006 |
| Factor 4 | Factor que indica si el individuo recibe amor y afecto | ESCA 2006 |
| Variables para inmigrantes | ||
| Años en España | Años transcurridos desde su llegada a España | ESCA 2006 |
| Discriminación | Suma de las variables DISC1, DISC2, DISC3, DISC4 y DISC5 | |
| DISC1 | Discriminación asistencia sanitaria | |
| DISC2 | Discriminación buscando trabajo | |
| DISC3 | Discriminación en el trabajo | |
| DISC4 | Discriminación en casa | |
| DISC5 | Discriminación en un lugar público | |
| Capital social colectivo | ||
| Confianza gente (CONFIA) | Porcentaje de individuos en cada GTS que manifiesta «se puede confiar en la gente» | BOP 2006 |
| Participa elecciones (VOTA) | Porcentaje de individuos en cada GTS que ha participado en las últimas elecciones autonómicas o generales | IDESCAT |
| Variables contextuales | ||
| Población GTS | Número de habitantes en cada GTS | IDESCAT |
| Población extranjera | Porcentaje de habitantes extranjeros en cada GTS | IDESCAT |
| RBDFpc | Renta anual bruta disponible de las familias per cápita en cada GTS | IDESCAT |
ESCA2006: Encuesta de Salud de Cataluña de 2006; BOP2006: Barómetro de Opinión 2006; IDESCAT: Instituto de Estadística de Cataluña.
Las variables de capital social individual originales son una escala ordinal de 1 a 5, donde 1 es «menos de lo que deseo» y 5 «tanto como deseo».
Las variables de discriminación (DISC1 a DISC5) son una escala ordinal de 1 a 4, donde 1 es «nunca», 2 «algunas veces», 3 «muchas veces» y 4 «constantemente».
Las ocho variables de capital social individual han sido agrupadas en cuatro factores no relacionados mediante el análisis de componentes principales (tabla 1). Hemos optado por esta opción para evitar la posible existencia de efectos solapados y de multicolinealidad, que provocaría la estimación de coeficientes no plausibles o que algunos de ellos no sean estadísticamente significativos cuando en realidad deberían serlo. Éste es un problema bastante común cuando se considera simultáneamente un conjunto de variables que tienen un alto grado de interrelación entre ellas.
Nuestros indicadores de capital social colectivo se han intentado construir siguiendo la idea original desarrollada por Putnam19, quien define el capital social como formas de organización social tales como confianza, normas y redes que pueden mejorar la eficiencia de la sociedad facilitando acciones coordinadas. Dado que la ESCA 2006 no ofrece ningún tipo de información que permita crear estos indicadores, para su construcción utilizamos fuentes alternativas. Así, el indicador relacionado con la dimensión del capital social asociada a la confianza se ha generado a partir de datos provinentes del Barómetro de Opinión Política de 2006. Más concretamente, la confianza social (CONFIA) es una variable que se ha construido agregando las respuestas a la siguiente pregunta: «En general, diría usted que casi siempre se puede confiar en la gente, o por el contrario normalmente todas las precauciones son pocas a la hora de tratar con la gente». Como indicador de participación cívica (VOTA) hemos utilizado la tasa de participación electoral (en nuestro caso, la participación en las últimas elecciones autonómicas o generales). Estos datos son publicados por el Institut d’Estadística de Catalunya.
Los indicadores de capital social colectivo se han construido agregando para cada GTS las variables CONFIA y VOTA. Es decir, la variable VOTA recoge el porcentaje de residentes en cada GTS que votaron en las últimas elecciones autonómicas o generales, mientras que la variable CONFIA hace referencia al porcentaje de individuos en cada GTS que declaran que se puede confiar en la gente.
Además de estos indicadores de capital social colectivo, también utilizamos otros indicadores contextuales agregados de cada GTS (tabla 1).
Estrategia empíricaLa estrategia empírica que adoptamos está basada en el uso de los modelos mutinivel20. El binomio capital social-salud cuenta con numerosas aplicaciones basadas en el uso de estos modelos21–26.
La utilización de este tipo de modelos se justifica por el hecho de que un indicador de salud individual puede estar determinado, en parte, por variables de tipo contextual que vienen agregadas territorialmente. Lo que se plantea mediante los modelos multinivel es si tales unidades geográficas subnacionales o subregionales, que tienen las competencias en sanidad o como mínimo gozan de cierta autonomía, son o no un elemento diferencial en la salud de los ciudadanos.
Nuestro modelo empírico es un modelo lineal multinivel que puede resumirse con la siguiente ecuación:
donde Yij es nuestro índice de salud mental, Xij son las características individuales, Zj son un conjunto de variables contextuales (territoriales) y de capital social comunitario, u0j es un componente aleatorio específico de cada territorio que representa la variación en la variable respuesta en los diferentes GTS, εij es un término de error aleatorio, β00, β10 y β01 son parámetros fijos a estimar, y u1j es un componente aleatorio específico de cada territorio20. Es decir, en este modelo se permite que tanto el término constante como alguna de las pendientes varíen en cada GTS.Resultados
En la tabla 2 se muestra un resumen estadístico de las variables utilizadas en el análisis. Los residentes nacidos en España fuera de Cataluña son los que muestran un mayor riesgo de mala salud mental. El valor medio de la variable ISM para este grupo es de 1,01, frente a 0,78 y 0,83 para la población nacida en Cataluña e inmigrante, respectivamente.
Resumen estadístico
| Nacidos en Cataluña | Nacidos en España fuera de Cataluña | Nacidos fuera de España (inmigrantes) | ||||
| Media | (DE) | Media | (DE) | Media | (DE) | |
| ISM (GHQ-12, riesgo de salud mental) | 0,708 | (1,699) | 1,011 | (2,109) | 0,831 | (1,759) |
| Log (tamaño hogar) | 1,396 | (0,308) | 1,298 | (0,306) | 1,498 | (0,350) |
| Log (renta hogar) | 9,865 | (0,503) | 9,645 | (0,490) | 9,632 | (0,456) |
| Años residiendo en España | 11,467 | (13,046) | ||||
| Edad | 39,392 | (22,631) | 57,623 | (16,792) | 34,495 | (15,894) |
| Mujer | 0,498 | (0,500) | 0,528 | (0,499) | 0,482 | (0,500) |
| Casado | 0,447 | (0,497) | 0,697 | (0,459) | 0,520 | (0,499) |
| Sin estudios | 0,237 | (0,448) | 0,320 | (0,423) | 0,207 | (0,467) |
| Primaria | 0,352 | (0,478) | 0,469 | (0,499) | 0,325 | (0,469) |
| Secundaria | 0,269 | (0,443) | 0,132 | (0,338) | 0,288 | (0,453) |
| Universitaria | 0,142 | (0,349) | 0,080 | (0,271) | 0,180 | (0,384) |
| Índice de masa corporal | 24,029 | (4,976) | 26,433 | (4,482) | 24,338 | (4,658) |
| No fuma | 0,702 | (0,280) | 0,767 | (0,349) | 0,720 | (0,349) |
| Fuma ocasionalmente | 0,039 | (0,193) | 0,022 | (0,146) | 0,047 | (0,212) |
| Fuma diariamente | 0,259 | (0,438) | 0,211 | (0,407) | 0,233 | (0,423) |
| No bebe | 0,271 | (0,342) | 0,356 | (0,337) | 0,233 | (0,423) |
| Bebe moderadamente | 0,679 | (0,467) | 0,608 | (0,488) | 0,525 | (0,500) |
| Bebedor de riesgo | 0,050 | (0,217) | 0,036 | (0,186) | 0,044 | (0,206) |
| Actividad física sedentaria | 0,120 | (0,445) | 0,119 | (0,444) | 0,090 | (0,454) |
| Actividad física ligera | 0,274 | (0,446) | 0,263 | (0,440) | 0,308 | (0,462) |
| Actividad física moderada | 0,198 | (0,398) | 0,198 | (0,398) | 0,219 | (0,414) |
| Actividad física intensa | 0,408 | (0,492) | 0,421 | (0,494) | 0,383 | (0,486) |
| Factor 1 | ||||||
| Posibilidad de hablar de problemas laborales | 4,391 | (0,866) | 4,223 | (0,996) | 4,131 | (1,044) |
| Posibilidad de hablar de problemas personales | 4,393 | (0,872) | 4,238 | (0,992) | 4,126 | (1,040) |
| Posibilidad de hablar de problemas económicos | 4,388 | (0,868) | 4,218 | (1,005) | 4,116 | (1,058) |
| Factor 2 | ||||||
| Tiene personas que se preocupan | 4,581 | (0,713) | 4,481 | (0,823) | 4,361 | (0,871) |
| Recibe consejos útiles | 4,386 | (0,842) | 4,239 | (0,960) | 4,230 | (0,938) |
| Recibe ayuda si cae enfermo | 4,586 | (0,746) | 4,504 | (0,834) | 4,331 | (0,956) |
| Factor 3 | ||||||
| Invitaciones a distraerse | 4,077 | (1,048) | 3,759 | (1,204) | 3,794 | (1,179) |
| Factor 4 | ||||||
| Recibe amor y afecto | 4,477 | (0,788) | 4,394 | (0,859) | 4,301 | (0,898) |
| Población extranjera (%) | 0,569 | (1,917) | 0,596 | (1,879) | 0,623 | (1,956) |
| Población GTS/106 | 3,710 | (5,149) | 4,298 | (5,431) | 4,664 | (5,583) |
| Renta bruta disponible de las familias per cápita | 13,257 | (1,387) | 13,116 | (1,541) | 13,296 | (1,428) |
| Índice de discriminación | 5,896 | (1,735) | ||||
| Se puede confiar en la gente | 0,186 | (0,192) | 0,202 | (0,197) | 0,185 | (0,197) |
| Participación en elecciones (%) | 59,762 | (4,999) | 60,222 | (5,077) | 59,026 | (5,471) |
DE: desviación estándar.
En la tabla 3 se presentan los resultados de la estimación de la ecuación (1). Nos centraremos únicamente en comentar los resultados relacionados con las variables de interés, es decir, las de capital social. Las pendientes aleatorias se han considerado exclusivamente para las variables de capital social individual. Éstas ejercen un mayor efecto depresor del riesgo de mala salud mental que las de capital social colectivo. También es destacable el hecho de que para ambos grupos, inmigrantes y nativos, los coeficientes asociados al capital social individual han mostrado una variabilidad significativa entre los diferentes GTS. Es decir, el capital social individual no tiene un efecto uniforme sobre el riesgo de mala salud mental en toda Cataluña, sino que éste puede variar dependiendo del GTS en que reside el individuo. Nuestros resultados sugieren que la importancia de los factores asociados al capital social individual tienen distinta relevancia para los diferentes grupos de población estudiados. En cada modelo realizamos contrastes sobre la igualdad de coeficientes entre las variables de capital social, y obtenemos que, para los nativos nacidos en Cataluña, el FACTOR 1 (hablar de problemas con alguien) y el FACTOR 3 (recibir invitaciones para distraerse) ejercen un efecto depresor mayor sobre el riesgo de mala salud mental que el FACTOR 2 (recibe ayuda cuando enferma, recibe consejos útiles, tiene alguien que se preocupa) y el FACTOR 4 (recibe amor y afecto). Sin embargo, para los nativos no nacidos en Cataluña no existen diferencias estadísticamente significativas entre los coeficientes asociados a los cuatro factores. Para la población inmigrante, el FACTOR 4 ha resultado no ser estadísticamente significativo, mientras que no se ha observado ninguna diferencia entre los tres coeficientes asociados a los factores que sí ejercen un efecto estadísticamente significativo.
Estimación del los modelos multinivel para la variable índice de salud mental
| Muestra completa | Nacidos en Cataluña | Nacidos en España fuera de Cataluña | Nacidos fuera de España | |||||
| Coef. | z-stat | Coef. | z-stat | Coef. | z-stat | z-stat | ||
| Constante | 3,4889 | 5,20 | 3,4179 | 4,83 | 4,2394 | 3,05 | 1,6347 | 0,92 |
| Características individualesa | ||||||||
| Edad | −0,0039 | −3,60 | −0,0036 | −3,01 | −0,0082 | −2,63 | −0,0015 | −0,28 |
| Mujer | 0,3889 | 13,30 | 0,3340 | 10,08 | 0,4646 | 6,22 | 0,5029 | 4,62 |
| Casado | −0,0538 | −1,68 | −0,0331 | −0,91 | −0,0947 | −1,11 | −0,0010 | −0,01 |
| Primaria | −0,0481 | −1,00 | −0,0211 | −0,33 | −0,0793 | −0,88 | 0,1401 | 0,73 |
| Secundaria | −0,1104 | −1,97 | −0,0698 | −0,99 | −0,2320 | −1,75 | −0,0095 | −0,05 |
| Universitaria | −0,0974 | −1,52 | −0,0637 | −0,81 | −0,2496 | −1,54 | 0,0225 | 0,10 |
| log (tamaño hogar) | 0,0582 | 1,12 | 0,0309 | 0,52 | 0,1853 | 1,35 | 0,1420 | 0,87 |
| Log (renta hogar) | −0,1474 | −4,00 | −0,1017 | −2,44 | −0,3414 | −3,57 | −0,1535 | −1,16 |
| Hábitos de vidab | ||||||||
| Índice de masa corporal | 0,0131 | 3,85 | 0,0085 | 2,18 | 0,0234 | 2,89 | 0,0068 | 0,54 |
| Fuma ocasionalmente | 0,1310 | 1,75 | 0,0427 | 0,52 | 0,1442 | 0,61 | 0,7100 | 2,98 |
| Fuma diariamente | 0,1682 | 4,96 | 0,1820 | 4,81 | 0,0536 | 0,59 | 0,3343 | 2,70 |
| Bebe moderadamente | −0,1473 | −4,49 | −0,2036 | −5,36 | −0,1396 | −1,77 | 0,2239 | 1,74 |
| Bebedor de riesgo | −0,0082 | −0,11 | −0,0194 | −0,25 | −0,3588 | −1,85 | 0,6462 | 2,47 |
| Actividad física ligera | −0,3178 | −6,51 | −0,3056 | −5,56 | −0,4325 | −3,61 | 0,1785 | 0,92 |
| Actividad física moderada | −0,3159 | −6,13 | −0,3227 | −5,55 | −0,3684 | −2,91 | 0,1736 | 0,86 |
| Actividad física intensa | −0,3679 | −7,81 | −0,3426 | −6,46 | −0,5746 | −5,00 | 0,1769 | 0,91 |
| Variables inmigrantesc | ||||||||
| Años en España | 0,0008 | 0,15 | ||||||
| Discriminación | 0,0891 | 2,89 | ||||||
| África | −0,3027 | −1,84 | ||||||
| Asia | −0,5881 | −2,19 | ||||||
| Europa Central-Este | −0,4425 | −2,23 | ||||||
| EU-15 y países ricos | −0,3559 | −2,24 | ||||||
| Capital social individual | ||||||||
| Factor 1 | −0,1802 | −6,12 | −0,1809 | −6,08 | −0,2798 | −5,48 | −0,2246 | −3,33 |
| Factor 2 | −0,1447 | −6,44 | −0,1430 | −6,51 | −0,2098 | −4,35 | −0,1446 | −2,01 |
| Factor 3 | −0,2330 | −10,40 | −0,2322 | −8,64 | −0,2569 | −7,09 | −0,1849 | −3,77 |
| Factor 4 | −0,1458 | −4,87 | −0,1518 | −4,99 | −0,2297 | −4,70 | −0,0573 | −0,80 |
| Factor 1×(España no catalán) | −0,0983 | −1,75 | ||||||
| Factor 2×(España no catalán) | −0,0701 | −1,34 | ||||||
| Factor 3×(España no catalán) | −0,0352 | −0,90 | ||||||
| Factor 4×(España no catalán) | −0,0791 | −1,65 | ||||||
| Factor 1×(fuera de España) | 0,0051 | 0,09 | ||||||
| Factor 2×(fuera de España) | 0,0119 | 0,17 | ||||||
| Factor 3×(fuera de España) | 0,0456 | 0,91 | ||||||
| Factor 4×(fuera de España) | 0,0815 | 1,36 | ||||||
| Variables contextuales | ||||||||
| Población GTS/106 | 0,0403 | 2,24 | 0,0426 | 2,45 | 0,0436 | 1,71 | −0,0087 | −0,33 |
| Población extranjera (%) | 0,0100 | 0,42 | 0,0051 | 0,22 | 0,0153 | 0,41 | 0,0272 | 0,64 |
| RBDFpc | 0,0155 | 0,59 | 0,0094 | 0,36 | 0,0465 | 1,15 | −0,0025 | −0,05 |
| Capital social colectivo | ||||||||
| Confianza | −1,9961 | −2,41 | −2,0442 | −2,54 | −2,1265 | −1,96 | 0,3443 | 0,84 |
| Confianza×(España no catalán) | 0,0210 | 0,04 | ||||||
| Confianza×(fuera de España) | 0,3286 | 0,44 | ||||||
| Porcentaje elecciones | −1,5253 | −3,38 | −1,7080 | −3,49 | −0,0987 | −0,10 | −2,2767 | −2,13 |
| Porcentaje elecciones×(España no catalán) | 0,2151 | 0,69 | ||||||
| Porcentaje elecciones×(fuera de España) | −0,3379 | −0,70 | ||||||
| Componente aleatoria | DE | EE | DE | EE | DE | EE | DE | EE |
| Término constante | 0,2249 | 0,0339 | 0,2135 | 0,0349 | 0,2931 | 0,0626 | 0,2615 | 0,0986 |
| Factor 1 | 0,1326 | 0,0273 | 0,1375 | 0,0294 | 0,2086 | 0,0561 | 0,2387 | 0,0865 |
| Factor 2 | 0,0726 | 0,0259 | 0,0726 | 0,0267 | 0,1856 | 0,0568 | 0,3444 | 0,0746 |
| Factor 3 | 0,0735 | 0,0247 | 0,1156 | 0,0265 | 0,0788 | 0,0492 | 0,2631 | 0,0788 |
| Factor 4 | 0,1395 | 0,0266 | 0,1450 | 0,0286 | 0,1860 | 0,0528 | 0,2387 | 0,0865 |
| Factor 1×(España no catalán) | 0,2449 | 0,0533 | ||||||
| Factor 2×(España no catalán) | 0,2172 | 0,0518 | ||||||
| Factor 3×(España no catalán) | 0,1106 | 0,0540 | ||||||
| Factor 4×(España no catalán) | 0,1869 | 0,0569 | ||||||
| Factor 1×(fuera de España) | 0,1456 | 0,1106 | ||||||
| Factor 2×(fuera de España) | 0,2503 | 0,0675 | ||||||
| Factor 3×(fuera de España) | 0,1490 | 0,0957 | ||||||
| Factor 4×(fuera de España) | 0,1326 | 0,0273 | ||||||
| Residuos | 1,6902 | 0,0098 | 1,6122 | 0,0110 | 1,9310 | 0,0243 | 1,5851 | 0,0365 |
| Chi test | 255,1 | 126,3 | 50,83 | 40,7 | ||||
| Log-likelihood | −30.229 | −20.850 | −7.035 | −2.130 | ||||
| Muestra | 15.455 | 10.921 | 3.346 | 1.089 | ||||
DE: desviación estándar; EE: error estándar; GTS: gobiernos territoriales de salud; RBD: renta bruta disponible.
aCategoría de referencia de la variable ficticia: sin estudios.bCategoría de referencia de la variable ficticia: no fuma nada, no bebedor, actividad física sedentaria.cCategoría de referencia de la variable ficticia: latinoamericano.
Las variables de capital social colectivo muestran una significación estadística diferente en los distintos grupos de población. Para los residentes nacidos en Cataluña, vivir en áreas geográficas donde existe un mayor nivel de confianza en la gente y una mayor participación cívica (aproximada por la actividad electoral) reduce significativamente el riesgo de salud mental. Además, obtenemos que ambos coeficientes no son estadísticamente distintos. Para los nacidos en España fuera de Cataluña, sólo la variable asociada a la confianza ejerce un efecto significativo, mientras que para los inmigrantes el efecto reductor del riesgo de problema mental se observa sólo para la variable de participación electoral.
Para discernir si los efectos del capital social son o no iguales en los diferentes grupos de población hemos estimado también un modelo único con toda la muestra, en el cual hemos incluido interacciones entre las variables de capital social (individual y colectivo) y el origen de los individuos (nacidos en Cataluña, en España fuera de Cataluña y fuera de España). En la tabla 3 este modelo aparece etiquetado como «muestra completa». En lo referente al capital social colectivo, no hemos observado un efecto diferencial entre grupos de población, más allá de la significación estadística (o no) mencionada en el párrafo anterior. Por el contrario, los resultados referentes al capital social individual son más reveladores. Los coeficientes asociados a la población nacida en Cataluña no son estadísticamente diferentes a los de la población inmigrante. Sin embargo, sí observamos un efecto diferencial estadísticamente significativo al 10% para los nacidos en España fuera de Cataluña respecto al resto. Para este grupo de población, el FACTOR 1 y el FACTOR 4 ejercen un mayor efecto depresor del riesgo de mala salud que para los nacidos en Cataluña y los inmigrantes. De hecho, si estimásemos el modelo sin pendientes aleatorias, este mismo efecto diferencial se observaría para los cuatro factores incluso con un nivel de significación del 5% y el 1%.
DiscusiónEl análisis empírico llevado a cabo en el presente trabajo permite concluir que el capital social, aproximado mediante sus diferentes componentes, ejerce un efecto positivo sobre la salud mental de los residentes en Cataluña. No obstante, cabe destacar que este efecto positivo del capital social individual sobre la salud mental se ha revelado más importante para los nacidos en España fuera de Cataluña, mientras que no se han observado diferencias significativas en tres de los cuatro factores relativos a las variables de capital social individual entre los nacidos en Cataluña y fuera de España. También es destacable el hecho de que, para inmigrantes y nativos, el capital social individual no ejerce un efecto uniforme en toda la geografía catalana.
En general, nuestros resultados están en concordancia con estudios previos en otros países que incluyen medidas de capital social comunitario e individual23,27,28. Debemos mencionar que los indicadores de capital social contextual que utilizamos presentan algunas limitaciones. El indicador que mide la intensidad de las relaciones sociales suele construirse utilizando datos sobre la participación de los individuos en organizaciones o asociaciones tales como ONG, caridad, etc. Desafortunadamente, esta dimensión del capital social no se ha podido incluir en el análisis, dado que no existe este tipo de información para Cataluña en cuanto a la agregación que nos interesa. Por esta razón, hemos utilizado el grado de participación electoral. También hubiese sido deseable un mayor nivel de desagregación territorial (por ejemplo, el barrio o el municipio) a la hora de calcular las medidas de capital social colectivo; sin embargo, la ESCA 2006 no ofrece tal posibilidad. La práctica inexistencia de bases de datos que permitan tal grado de desagregación geográfica lleva a que el uso de unidades geográficas de mayor tamaño sea muy común en la literatura. Algunos estudios aproximan el capital social colectivo a los estados en Estados Unidos, las comunidades autónomas en España o incluso a los países en estudios realizados sobre todo el mundo. Esta práctica es habitual no sólo en trabajos que analizan la relación entre capital social y salud, sino también en aquellos que vinculan el capital social con variables económicas. Sin embargo, a pesar de estas limitaciones, creemos que nuestro estudio es un primer paso en la dirección correcta y ofrece nueva evidencia empírica que permita contribuir a los debates conceptuales sobre el papel del capital social en el campo de la salud.
En el caso de la población inmigrante, también resulta de especial interés la posible existencia de un efecto diferencial del capital social sobre la salud mental según el tiempo de residencia en nuestro país. En primer lugar, estimamos un modelo sobre los determinantes de la acumulación de stock de capital social en la población inmigrante. Seguidamente, para contrastar la anterior hipótesis estimamos un modelo donde se interacciona con las variables de capital social y las variables dicotómicas que reflejan la duración de la residencia. Por un lado, obtenemos que los años de residencia ejercen un efecto positivo sobre la acumulación del stock capital social. Sin embargo, las interacciones de capital social y años de residencia resultaron no ejercer ningún efecto estadísticamente significativo sobre el riesgo de mala salud mental. Este resultado podría deberse al hecho de que, sorprendentemente, la variable años de residencia en España no ha resultado ser estadísticamente significativa, lo que a su vez puede ser atribuible al hecho de que no haya diferencias significativas en el riesgo de mala salud mental entre los inmigrantes y la población autóctona.
Nuestro análisis pone de manifiesto la consideración de que el capital social debería recibir mayor atención como instrumento no económico de políticas públicas, ya que cuenta con la ventaja (antes que otras formas de intervención social) de requerir menos recursos económicos y de regulación29. Más concretamente, creemos en la conveniencia del diseño de políticas para fomentar la acumulación de capital social como un instrumento potencialmente eficaz para la consecución de los objetivos relacionados con la mejora de la salud.
Conflicto de interesesNo existe.
FinanciaciónLos autores agradecen la financiación recibida por parte del Ministerio de Educación (proyecto SEJ2007-66318) y la Generalitat de Catalunya (proyecto 2008 ARAF1 00005) para la realización de este trabajo.
Contribuciones de autoríaA. Stoyanova y L. Díaz-Serrano concibieron el estudio. A. Stoyanova revisó la literatura previa. L. Díaz-Serrano construyó la base de datos y realizó los análisis empíricos. Los dos autores interpretaron los resultados, escribieron el original y aportaron ideas para la versión final, que fue aprobada por ambos.
Agradecemos al editor Juan Oliva y a los dos evaluadores anónimos sus valiosos comentarios y sugerencias.
