Lesiones por accidente de trabajo en España: comparación entre las comunidades autónomas en los años 1989, 1993 y 2000 (página 2)

POBLACIÓN Y
MÉTODOS

Desde 1988 existe en España un
sistema de
información sobre LAT16, que permite
disponer de la información anual de los accidentes de
trabajo
ocurridos según, entre otras variables, el
sexo, la edad,
el tipo de contrato, la
actividad económica de la empresa y la
provincia donde está registrado el centro de trabajo. La
edad del trabajador en el momento del accidente la hemos definido
restando del año del accidente el año de
nacimiento. Esta información es procesada para el conjunto
del país por la Subdirección General de Estadísticas Sociales y Laborales del
Ministerio de Trabajo y Asuntos Sociales17.

Los años estudiados han sido 1989, primer
año de estadísticas consolidadas; 1993, cuando se
produjo la incidencia más baja de todo el periodo; y 2000,
por ser el último año disponible en el momento de
realizar el estudio. Los datos analizados
corresponden a la declaración individualizada de cada
lesión por cualquier accidente de trabajo que produce baja
laboral, pero
ocurrido durante la jornada de trabajo, dejando fuera del
análisis las lesiones por accidentes
in-itinere (aquellos ocurridos en el desplazamiento del
domicilio al trabajo o viceversa) y las recaídas.
Igualmente, se han excluido las lesiones ocurridas en Ceuta y
Melilla y en Organismos extraterritoriales. El total de LAT
incluidas en este estudio fueron 594.240 no mortales y 1.277
mortales en 1989; 504.895 no mortales y 985 mortales en 1993; y
898.562 no mortales y 1.904 mortales en 2000.

Para calcular la incidencia bruta y específica
para cada categoría de las variables analizadas, el
denominador se ha obtenido a partir de los datos que proporciona
la Encuesta de
Población Activa18 para la
población ocupada asalariada, en el segundo trimestre del
año correspondiente.

La incidencia se ha calculado tanto para las LAT
mortales como para las no mortales. La comparación entre
CCAA se ha realizado después de ajustar la incidencia
separadamente con las siguientes variables: sexo, edad (menos de
20, 20-24, 25-34, 35-44, 45-54 y más de 54 años),
actividad económica (dieciséis secciones de la
Clasificación Nacional de Actividades Económicas) y
tipo de contrato (indefinido y temporal), utilizando para ello un
modelo de
regresión de Poisson, que tuvo en cuenta la
sobredispersión. Aquellas variables que introducían
una variación superior al 10%, cuando se comparaban el
riesgo
relativo bruto y ajustado19 para la mayoría de
las CCAA, son las se han tenido en cuenta en el modelo final. La
representación gráfica se ha realizado clasificando
las CCAA en terciles según el valor del
riesgo relativo ajustado por actividad económica y tipo de
contrato, que toma como valor de referencia la media
española.

RESULTADOS

La incidencia de LAT no mortales fue alrededor de tres
veces superior en hombres que en mujeres, observándose un
número muy reducido de LAT mortales en las mujeres (tabla
1). Por otro lado, a diferencia de la incidencia de las LAT no
mortales, la incidencia de LAT en los hombres se ha ido
reduciendo durante los años estudiados: de 20,8 por
100.000 trabajadores en 1989, a 16,7 en 1993 y 14,1 en 2000. En
las mujeres, su tendencia es muy estable y muy inferior a los
hombres.

La distribución de la incidencia por grupos de edad
fue muy diferente para las LAT no mortales y las mortales (tabla
1). La incidencia de las LAT no mortales tiende a descender desde
los grupos más jóvenes (147,6 por 1.000
trabajadores en 2000), en los que es más elevada, hasta
los mayores de 45 a 54 años, en los que fue menor (59,7 en
2000). Este comportamiento
se repite en los tres años analizados, aunque con valores
superiores en casi todos los grupos de edad en el año
2000. Por el contrario, las LAT mortales siguen una
distribución inversa a la anterior, incrementándose
desde los grupos más jóvenes, en los que fue menor
(4,6 por 100.000 trabajadores en 2000 en el de menos de 20
años y 5,1 en el de 20 a 24), hasta el grupo de mayor
edad, en los que es más elevada (19,5 en 2000). Esto se
repite en los tres años analizados, aunque con valores
inferiores en casi todos los grupos de edad en el año
2000.

La incidencia de LAT no mortales fue entre dos y tres
veces superior para los trabajadores con contratos
temporales respecto a los trabajadores con contrato de
trabajo indefinido (tabla 1). Para las LAT mortales la
diferencia fue también importante, alrededor de dos veces
superior en los trabajadores con contrato temporal. Tanto en las
LAT no mortales como mortales, esta diferencia fue inferior en
1993.

Según la actividad económica de la
empresa,
observamos en la tabla 2 que la industria
extractiva (228,8 por 1.000 trabajadores en 2000) y la construcción (173,3 en 2000) fueron en las
que se observaron las incidencias de LAT no mortales más
elevadas. Aunque también hay que destacar la pesca (119,2
en 2000), la industria manufacturera (97,7 en 2000) y la agricultura
(89,4 en 2000). Por el contrario, donde hubo una menor incidencia
fue en las empresas de
intermediación financiara (5,2 en 2000) y de educación e investigación (6,6 en 2000). En
relación a las LAT mortales (tabla 2), destaca
también por su elevada incidencia la pesca (111,6 por
1.000 trabajadores), las industrias
extractivas (44,5 en 2000), el transporte
(27,9 en 2000) y la construcción (21,6 en 2000). Un
patrón que se repite en los tres años
estudiados.

Al comparar la incidencia de LAT no mortales (figura 3)
por CCAA, ajustada por actividad económica y tipo de
contrato, se observa un patrón en el que destaca la
elevada incidencia en las Islas Baleares y Cataluña
respecto al conjunto de España, siempre en el tercil
superior en los tres años analizados. A las que se
añade la Comunidad
Valenciana, Asturias, País Vasco y Navarra en dos de los
tres años analizados. Por el contrario, Galicia,
Extremadura, Castilla-León y Aragón presentan una
baja incidencia de estas lesiones, encontrándose en los
tres años en el tercil inferior.

En relación a las lesiones mortales (figura 3),
se observó una mayor incidencia en Asturias y el
País Vasco en los tres años estudiados, aunque
Galicia y Navarra también presenta una incidencia elevada
durante dos de los tres años analizados. La incidencia
más baja se encontró en Madrid y
Cataluña en los tres años analizados.

DISCUSIÓN

Este estudio compara por primera vez en España la
incidencia de LAT, mortales y no mortales entre CCAA, ajustando
por diversas variables en tres años desde que esta
información está disponible. Este es un problema
apenas estudiado, si exceptuamos el reciente informe sobre
riesgos
laborales14, en el que se compara la incidencia bruta
sin ajustar, y un trabajo preliminar de Castejón, donde se
estandariza únicamente por sector de actividad
económica la incidencia para el total de
lesiones20.

Los resultados de este estudio, que confirman los
hallazgos preliminares, muestran que el riesgo de sufrir una LAT
no se distribuye homogéneamente entre las CCAA.
Igualmente, estos resultados permiten afirmar que hay CCAA que
presentan una incidencia de LAT superior a la media
española, que no estaría explicada ni por las
diferencias según el tipo de contrato ni por las
diferencias en la actividad económica de las empresas
entre CCAA. Si bien, respecto a esta segunda variable, la
heterogeneidad de actividades dentro de algunos grupos de
actividades económicas utilizados en el estudio (como por
ejemplo, la industria extractiva y sobre todo la manufacturera) y
su localización preferente en determinadas CCAA, puede que
no elimine completamente el efecto confusor de la actividad
económica en la comparación.

El sexo y la edad tampoco modifican los resultados
obtenidos, aunque éstos no han sido mostrados. Estas
diferencias fueron especialmente significativas, por su elevada
incidencia de LAT mortales en algunas CCAA de la cornisa
cantábrica, y en relación a las no mortales en
otras de la cuenca mediterránea.

Ahora bien, antes de concluir que estas diferencias
observadas puedan ser reales, habría que descartar
explicaciones que podemos calificar de espurias. Esto es, que las
diferencias se deban a artefactos estadísticos como pueden
ser, en este caso, que el nivel de declaración de lesiones
sea diferente entre las CCAA o que los denominadores utilizados,
la población ocupada asalariada que proporciona la
Encuesta de Población Activa, tenga también una
cobertura diferente entre las CCAA. Respecto a la primera
hipótesis, hemos de señalar que no
existen, hasta donde conocemos, estudios sobre la exhaustividad
de la notificación de las LAT por CCAA21. Si
bien, dado que la fiabilidad de la notificación depende de
las Mutuas, las cuales desarrollan su actividad en el conjunto
del Estado, aunque
con diferente implantación territorial, podemos esperar
que la calidad de la
notificación se distribuya aleatoriamente entre las CCAA.
Así, pues, es poco probable que esta hipótesis explique
el exceso de lesiones mortales en Galicia y País Vasco, y
de lesiones no mortales en Cataluña y Baleares, respecto
al conjunto de España.

El problema de los denominadores utilizados en el
análisis de las LAT es más difícil de
descartar como explicación alternativa, pues es conocido
que la población que proporciona la Encuesta de
Población Activa no se corresponde exactamente con la
población que tiene derecho a que se le reconozca una LAT
a efectos económicos y sanitarios. Ello es especialmente
importante en relación a los trabajadores autónomos
agrícolas, del mar y de la minería
del carbón, los cuales están concentrados en
algunas CCAA. Sin embargo, un reciente estudio que estima para el
año 2000 la incidencia de las LAT mortales y no mortales
utilizando los datos de la Encuesta de Población Activa y
los datos de afiliación de la Seguridad
Social, considerando éstos como los más
adecuados, encontró que el orden de magnitud de la
incidencia en ambas series fue muy similar, con un coeficiente de
Spearman de 0,9360 para la incidencia de lesiones no mortales y
de 0,9525 para la incidencia de las mortales22. Por lo
tanto, podemos deducir que es igualmente difícil que este
problema de los denominadores explique las diferencias
observadas.

Descartadas, provisionalmente, las explicaciones
anteriores, y una vez que se ha ajustado por actividad
económica y tipo de contrato, que son las variables
más claramente relacionadas con la incidencia y con una
distribución diferente por CCAA, la hipótesis
más plausible a tener en cuenta sería que las
empresas localizadas en las CCAA con mayor incidencia de lesiones
presentan peores condiciones de trabajo. Esta hipótesis
asume que las causas específicas de las lesiones
están relacionadas con los equipos, los lugares de trabajo
o las tareas que realizan los trabajadores; esto es, las
condiciones de trabajo23. Los datos disponibles en el
actual sistema de
información de lesiones por accidentes de trabajo no
permiten verificar esta hipótesis, y aunque estos puedan
mejorar, tal como está previsto a partir del nuevo parte
de accidente de trabajo24, siempre tiene una validez
menor si este análisis se lleva a cabo con datos
secundarios. La verificación de esta hipótesis
requiere de datos primarios específicamente recogidos para
este objetivo. Los
estudios de casos y controles, donde el control es el
mismo caso después de un tiempo
relevante (case-crossover), parecen ser especialmente
útiles en este tipo de fenómeno de aparición
súbita, con un periodo de latencia muy
corta25,26.

En relación a las LAT mortales hay que
añadir una hipótesis auxiliar, relacionada con la
influencia que sobre la letalidad pudieran tener los diferentes
dispositivos asistenciales de las CCAA. En este sentido hay que
decir que los recursos
asistenciales para atender a las personas afectadas por LAT son
gestionados por las Mutuas de Accidentes de Trabajo y Enfermedades Profesionales,
aunque como es de esperar las atenciones urgentes se pueden
realizar en cualquier servicio
asistencial del Sistema Nacional de Salud.

La afirmación que las LAT son prevenibles, no
sólo es teórica sino también, tal como
afirmaba una reciente editorial del British Medical
Journal27, algo contrastable empíricamente,
como demuestran los países que están consiguiendo
reducir las cifras de lesiones, principalmente
mortales28. Ello será posible en España
si somos capaces de desarrollar programas
preventivos basados en la identificación previa de las
causas.

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Fernando G. Benavides (1), Emilio Castejón
(2), Maria Teresa Giráldez (3), Nùria Catot (1) y
Jordi Delclós (4)
(1) Unitat de Recerca en Salut
Laboral. Universitat Pompeu Fabra. Barcelona
(2) Instituto Nacional de Seguridad e
Higiene en el Trabajo. Barcelona
(3) Ministerio de Trabajo y Asuntos Sociales. Madrid
(4) Universidad de
Texas. Houston.
Correspondencia: Fernando G. Benavides. Unitat de Recerca en
Salut Laboral. Departament de Ciències 
Experimentals i de la Salut. Universitat Pompeu Fabra. C/ Doctor
Aiguader, 80. 08003 Barcelona.
Proyecto
parcialmente financiado con una ayuda del Ministerio  de
Ciencia y
Tecnología (BSA2001-0965) y de la Red de Centros  y
grupos de Epidemiología y Salud
Pública.