Hay un alto grado de coincidencia en señalar a la inmigración como una de las cuestiones de mayor preocupación social en la actualidad. El número de inmigrantes se ha multiplicado por 4 en la última década, situándose en la actualidad en más de 4 millones de personas1. La mayoría de estas personas han venido en busca de trabajo. Ello significa que el trabajo y las condiciones en que éste se realiza pueden ser unas de las principales fuentes de riesgo para su salud.

Las lesiones por accidente de trabajo (LAT) son, entre los posibles efectos adversos del trabajo sobre la salud, las más patentes. Los primeros datos sobre LAT en la población inmigrante no estuvieron disponibles hasta 2003, cuando se modificó el sistema de información de LAT y se incluyó la variable nacionalidad2. Estos primeros datos mostraban que los inmigrantes (nacidos fuera de España) tenían hasta 4,5 veces más riesgo de LAT que los nacidos aquí3. Sin embargo, los datos de 2003 presentaban algunas irregularidades en la cumplimentación de la variable nacionalidad4.

Los datos de 2004 están ahora disponibles, por lo que parece oportuno comparar los datos de 2003 con los de 2004, valorando el papel que la codificación de la variable nacionalidad puede haber tenido sobre la tendencia en el riesgo de LAT en la población inmigrante.

Los datos de LAT proceden del Ministerio de Trabajo y Asuntos Sociales, que cedió los datos anonimizados. En el análisis se incluyen tantos las LAT en jornada (durante la jornada laboral habitual) como los in itinere (en el trayecto de casa al trabajo). La variable nacionalidad se codifica según la clasificación oficial asignando el código 724 a los españoles y el resto a los que poseen otra nacionalidad; el código 000 se asigna a los casos en que no consta la nacionalidad. En 2003 hubo 19.689 LAT (el 2,1% sobre el total) con este código de no consta, y en 2004 hubo 2.402 (el 0,3%). En ambos años, estas LAT fueron excluidas del análisis. Igualmente, en 2003 se identificaron 164.296 LAT con códigos inexistentes, es decir, códigos no previstos en la clasificación, lo que no ocurrió en 2004.

Debido a este problema, para 2003 se crearon dos categorías de extranjeros: extranjeros A, que incluyó a todos las LAT que no tenían ni 724 ni 000, asumiendo que la asignación de la nacionalidad española resultaba muy clara, por lo que si había confusión ésta estaría en relación con los códigos de los distintos países del mundo, y extranjeros B, que excluyó las LAT con códigos inexistentes, además de las LAT con 724 o 000.

La población de riesgo se estimó a partir del registro de afiliados a la seguridad social en el régimen general y especiales del carbón, agricultura y pesca5. La tasa de incidencia de LAT mortal (por 100.000) y no mortal (por 1.000) para los inmigrantes se comparó con la tasa correspondiente para los españoles, calculando el riesgo relativo (RR) y su intervalo de confianza (IC) del 95%. Las tasas y los RR se calcularon por edad y sexo, las únicas variables de las que disponíamos de información para la población de riesgo.

La incidencia de LAT en 2003 en extranjeros varía significativamente según se utilice la definición A o B de extranjeros, tanto para mortales como para no mortales (tabla 1). Así, el RR para los extranjeros A, comparándolo con los españoles, fue superior a la unidad, estadísticamente significativo, tanto por sexo como por edad. En conjunto, el RR fue igual a 4,39 (IC del 95%, 4,38-4,42) para LAT no mortales y 5 (IC del 95%, 4,55,6) para LAT mortales. Por el contrario, el RR para los extranjeros B fue inferior a la unidad, estadísticamente significativo para las LAT no mortales, por sexo y por edad. Para las LAT mortales, no se observaron diferencias estadísticamente significativas, excepto para los menores de 25 años. En conjunto, el RR fue igual a 0,72 (IC del 95%, 0,71-0,73) para las LAT no mortales y 1,2 (IC del 95%, 0,9-1,5) para las mortales.

En 2004 (tabla 2), la incidencia de LAT no mortales en los extranjeros fue inferior a la de los españoles y los RR inferiores a la unidad, estadísticamente significativo para hombres y mujeres, pero no en todos los grupos de edad. En conjunto, el RR fue igual a 0,95 (IC del 95%, 0,94-0,96). La incidencia de LAT mortales en los extranjeros fue muy parecida a la de los españoles, y aunque los RR fuero superiores a la unidad, éstos no eran estadísticamente significativos. En conjunto, los RR fueron igual a 1,2 (IC del 95%, 0,9-1,4).

Los resultados observados muestran importantes contradicciones. Por un lado, tras mejorar la codificación de la variable nacionalidad en 2004, al desaparecer los códigos inexistentes que se utilizaron en 2003, la incidencia de LAT en extranjeros en 2004 muestra que el riesgo de LAT no mortales entre los extranjeros fue menor que entre los españoles. Este resultado se aproxima al observado en 2003, para la definición B de extranjero. Por otro lado, este resultado es muy diferente al encontrado en 2003, cuando se consideró como extranjero los casos de LAT con códigos inexistentes. En este supuesto, el riesgo de LAT, tanto mortales como no mortales, fue claramente superior en los extranjeros.

Ante estos resultados, lo más razonable, desde el punto de vista numérico, sería considerar que fue un error por exceso el haber clasificado como extranjeros los códigos de nacionalidad inexistentes en el análisis de 2003, pues los datos de 2004 confirman la bondad de la asunción de estos casos como no consta, excluyéndolos del análisis, tal como se hace al definir la opción B de extranjeros utilizada en este artículo, coincidente con la estrategia adoptada por el Ministerio de Trabajo y Asuntos Sociales6.

Sin embargo, aceptar esta opción significaría asumir que la mayoría de las 248 (17%) LAT mortales y 164.048 (16%) LAT no mortales, que en 2003 tuvieron un código inexistente, serían españoles a los que se asignó un código incorrecto. Es decir, el error de clasificación cometido en 2003 sería no diferencial, al distribuirse proporcionalmente entre españoles y extranjeros. Algo que es contraintuitivo, ya que habría que esperar errores de clasificación diferencial, pues la identificación y la codificación de un español es más sencilla, sólo el código 724, que la identificación, no siempre fácil, y la codificación de un extranjero, con 211 códigos diferentes en la clasificación utilizada2.

Además, la literatura científica muestra, en general, un mayor riesgo de LAT entre inmigrantes. Así, en Estados Unidos, las lesiones mortales en inmigrantes aumentaron, contraponiéndose al descenso observado en los trabajadores autóctonos7. En general, diversos estudios han mostrado que las minorías étnicas presentan tasas más altas de LAT mortales8-10. Si bien, en un estudio realizado en Australia las tasas eran similares, aunque elevadas en ciertas ocupaciones y en trabajadores recién llegados de países de habla no inglesa. Este riesgo se acercó al de los autóctonos después de 5 años de residencia11. Los resultados para LAT no mortales no son tan concluyentes, aunque varios estudios realizados en Singapur12, Estados Unidos13 y países europeos14 también han mostrado un riesgo más elevado entre los trabajadores inmigrantes.

Finalmente, los datos disponibles para Aragón, donde se dispone de un programa para mejorar la calidad de los datos del parte de accidente, muestran que la incidencia para el total de LAT en los españoles fue de 48,1 por 1.000 y en los extranjeros de 84,4 en 2004, y muy similar para el año 2005 (47,7 y 84,1 por 1.000, en españoles y extranjeros, respectivamente)15. Estos resultados son coherentes con el hecho de que los inmigrantes se concentran en ocupaciones manuales y sin cualificar, y en actividades como la construcción16.

En conclusión, estos resultados tan contradictorios obligan a seguir haciendo un seguimiento de este problema de salud laboral, a la vez que exigen mejorar la gestión de la calidad de los datos de las LAT, un asunto que es responsabilidad de las empresas, las Administraciones laborales de las comunidades autónomas y las Mutuas de Accidentes de Trabajo y Enfermedades Profesionales.