Hagen J. Laun L. Lucke Ch. Palme M.
La importancia de este trabajo, es que siempre debemos ocuparnos de los determinantes sociales de salud, puesto que con solo aumentar ingresos per cápita, no quiere decir que los hábitos saludables se adquieran, se coma más sano, se controle la hiperglucemia, aumento del colesterol, el exceso de peso, y la hipertensión, mejorar la vivienda, el agua potable, el manejo de excretas, empleo formal, condiciones de trabajo, educación, medicina preventiva, acceso a la atención, y otros factores que hacen a la mejora. No piensen que estamos comparando Argentina con Suecia, sino que un país con un sistema de salud equitativo, como mejora la expectativa de vida, a lo largo de seis décadas. es importante, que se piense porque se critica la gestión del Ministerio de Salud de la Argentina. Que siempre tiene que intervenir con los determinantes, para no hacer tanta medicina del fracaso y perdida de oportunidad.
Este estudio revela que el gradiente de ingresos en la esperanza de vida en Suecia ha aumentado de forma constante desde la década de 1960, a pesar de una reducción de la desigualdad de ingresos hasta 1990. Esto desafía la «hipótesis absoluta de ingresos»: la noción de que los recursos económicos per se afectan la esperanza de vida y que el aumento de la desigualdad de ingresos impulsa directamente las disparidades en salud. En cambio, un «tercer factor» parece estar asociado tanto con los ingresos como con la esperanza de vida, lo que lleva a mayores ganancias en la esperanza de vida entre los grupos de ingresos más altos.
Estas ganancias son evidentes tanto en la mortalidad por enfermedades prevenibles como tratables y aparecen con mayor fuerza para causas prevenibles, lo que sugiere que las personas con ingresos más altos están adoptando estilos de vida más saludables con mayor rapidez. Este hallazgo resalta la necesidad de considerar factores más allá de los recursos económicos al abordar las desigualdades en salud.
Abstract
Este estudio examina la asociación a largo plazo entre los ingresos y la esperanza de vida en Suecia entre 1960 y 2021. El estudio se basa en datos de registro que incluyen a todos los residentes permanentes suecos de 40 años o más. Los resultados muestran que la brecha en la esperanza de vida entre los percentiles de ingresos superior e inferior se amplió sustancialmente: para los hombres, aumentó de 3,5 años en la década de 1960 a 10,9 años en la década de 2010, y para las mujeres, de 3,8 años en la década de 1970 a 8,6 años en la década de 2010. A pesar de una reducción en la desigualdad de ingresos y una expansión del gasto social desde la década de 1960 hasta la de 1990, la desigualdad en salud aumentó continuamente durante el período en estudio.
Los cambios de la relación entre los ingresos reales y la esperanza de vida, la llamada curva de Preston, revelan una mejora mucho más rápida en la esperanza de vida en la mitad superior de la distribución del ingreso que lo sugerido por la relación transversal entre los ingresos y la esperanza de vida. El análisis de las causas de muerte identificó las enfermedades circulatorias como las principales contribuyentes a la mejora de la longevidad, mientras que el cáncer contribuyó en mayor medida a la mayor brecha en la esperanza de vida tanto para las mujeres como para los hombres. Finalmente, el análisis del cambio en el gradiente de ingresos en las causas evitables de muerte mostró la mayor contribución de las causas prevenibles, tanto para hombres como para mujeres.
Numerosos estudios, con antecedentes en diferentes ciencias sociales, han documentado una relación positiva entre las medidas de nivel socioeconómico (NSE) y la esperanza de vida ( 1–7 ) . Varios estudios influyentes han explorado el gradiente de ingresos en la mortalidad en diferentes países ( 8–15 ) y, con una notable excepción ( 16 ), también han sugerido que este gradiente ha aumentado en los últimos años. Sin embargo, el enfoque de estos estudios deja sin explorar aspectos significativos de la evolución a largo plazo del gradiente de ingresos en la esperanza de vida, la relación entre las desigualdades de ingresos y las desigualdades en salud, y la influencia de los ingresos en la mortalidad.
Suecia ofrece un caso interesante para el estudio empírico de la relación a largo plazo entre los ingresos y la esperanza de vida. El país experimentó una disminución de la desigualdad de ingresos desde principios de la década de 1960 hasta la de 1990, y un aumento a partir de entonces. Además, los sistemas de salud y bienestar suecos, financiados con impuestos, brindaron un mayor apoyo a quienes se encuentran en el extremo inferior de la distribución de ingresos ( 17 ). La disponibilidad de datos administrativos sobre ingresos, vinculados con datos de mortalidad, incluidas las causas de muerte, de 1960 a 2021, permite un análisis exhaustivo de la evolución del gradiente a lo largo de seis décadas. Los cuatro objetivos de este estudio son 1) mostrar el desarrollo a largo plazo de la pendiente y la forma del gradiente de ingresos en la mortalidad; 2) examinar la asociación entre la desigualdad de ingresos y el gradiente de ingresos en la esperanza de vida; 3) evaluar la relación entre el ingreso real y la esperanza de vida a lo largo del tiempo; y 4) descomponer las diferencias relacionadas con los ingresos en la esperanza de vida en causas de muerte antes de los 75 años: primero, sobre la base de las categorías principales y, segundo, sobre la base de causas prevenibles y tratables.
1. Resultados
Los datos y el enfoque empírico se describen en
Materiales y métodos . La población principal del estudio consistió en cerca de 9,4 millones de personas de 40 años o más y casi 214 millones de observaciones de personas-año entre 1960 y 2021, lo que representa casi 3,9 millones de muertes observadas. Se excluyeron las personas con ingresos faltantes, negativos o nulos, así como el 3% más bajo de la distribución de ingresos. Las personas recibieron rangos de ingresos basados en los ingresos familiares equivalentes por género, edad y año, de dos años (tres años en 1969 debido a los datos faltantes) antes de calcular las tasas de mortalidad dentro del grupo. El estudio utilizó datos de ingresos durante 1960-2019 y datos de mortalidad durante 1962-2021. Debido al desfase de dos años entre los ingresos y la mortalidad y a los datos incompletos sobre los ingresos de las mujeres hasta 1968 ( Materiales y métodos ), se calcularon los rangos y, por ende, las medidas de desigualdad desde 1962 hasta 2021 para los hombres y desde 1970 hasta 2021 para las mujeres.
1.1. Tendencias del gradiente de ingresos en la mortalidad.
La figura 1 ilustra la esperanza de vida a los 40 años según los percentiles de la distribución del ingreso para cada década estudiada, destacando tres observaciones clave.
En primer lugar, subraya la relación cóncava establecida entre el ingreso y la esperanza de vida, observada en investigaciones anteriores ( 18-20 ) .
En segundo lugar, los cambios ascendentes en la esperanza de vida en todos los tramos de ingreso a lo largo de todas las décadas sugieren mejoras generales en la salud.
En tercer lugar, la pendiente progresivamente más pronunciada de este gradiente entre ingresos y esperanza de vida a lo largo del tiempo apunta a una brecha creciente en la desigualdad de la esperanza de vida, con mayores ganancias en el extremo superior de la distribución del ingreso.
La Tabla 1 presenta la diferencia estimada en años de esperanza de vida entre los percentiles superior e inferior de la distribución del ingreso. En el caso de los hombres, la diferencia aumentó de 3,5 años en la década de 1960 a 10,9 años en la década de 2010. En el caso de las mujeres, los cambios en el gradiente de ingresos fueron menos pronunciados. La brecha en la esperanza de vida entre las mujeres en los percentiles superior e inferior se amplió de 3,8 a 8,6 años entre las décadas de 1970 y 2010.
Tabla 1.Diferencia en la esperanza de vida en años entre los percentiles superior e inferior de la distribución del ingreso por década, para hombres y mujeres
| Década | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Años 60 (Hombres) | década de 1970 | década de 1980 | década de 1990 | década de 2000 | década de 2010 | ||
| Hombres | Coeficiente | 3.47 | 4.17 | 6.08 | 7.57 | 9.43 | 10.92 |
| IC del 95% | [2.85, 4.09] | [3.83, 4.52] | [5.56, 6.60] | [7.00, 8.13] | [8.76, 10.09] | [10.03, 11.82] | |
| Mujer | Coeficiente | – | 3.76 | 5.16 | 5.84 | 6.94 | 8.56 |
| IC del 95% | [3.43, 4.08] | [4.66, 5.66] | [5.23, 6.45] | [6.34, 7.55] | [7.78, 9.34] | ||
Coeficientes de pendiente de una regresión lineal de la esperanza de vida percentil sobre el percentil correspondiente de la distribución del ingreso, como se muestra en la Figura 1 , multiplicados por 100 para obtener la diferencia en años entre los percentiles superior e inferior. Los IC al 95% de significancia se muestran entre corchetes. Debido a la escasez de datos, las estimaciones para la década de 1960 se presentan solo para hombres.
1.2. La asociación entre la desigualdad del ingreso, el gasto social y el gradiente de ingresos en la esperanza de vida.
La figura 2 muestra la evolución de la desigualdad de ingresos y el gradiente de ingresos en la esperanza de vida de 1962 a 2021 para los hombres y de 1970 a 2021 para las mujeres. La desigualdad de ingresos se midió mediante el coeficiente de Gini ( 21 ) de la distribución de ingresos por género, ajustado por tamaño de cohorte, mientras que el gradiente de ingresos en la esperanza de vida utilizó ratios entre los percentiles 90 y 10 (P90/P10) de la distribución de ingresos. Los datos de ingresos se tomaron de los 40 a los 60 años, donde la edad de 40 años se correlaciona fuertemente con los ingresos a lo largo de la vida ( 22 ).Figura 2.
La figura 2 muestra un resultado muy relevante: si bien el gradiente de ingresos en la esperanza de vida aumentó continuamente tanto para hombres como para mujeres durante todo el período de estudio, la desigualdad de ingresos disminuyó notablemente para ambos grupos de género hasta principios de la década de 1990 y solo aumentó después. Estos resultados no respaldan empíricamente una asociación positiva a largo plazo entre la desigualdad de ingresos y el gradiente de ingresos en la longevidad.Cabría esperar que la expansión del estado de bienestar redujera las desigualdades en salud al redistribuirlas hacia las personas de bajos ingresos. Sin embargo, la asociación se da en la dirección opuesta, ya que el aumento del gasto social hasta la década de 1990 coincidió con un aumento del gradiente de ingresos en la esperanza de vida ( Apéndice SI , Fig. S5 ). El gasto social se midió como porcentaje del Producto Nacional Bruto (PIB), derivado de datos de la Organización para la Cooperación y el Desarrollo Económicos (OCDE), que incluyen el gasto en salud, las transferencias gubernamentales y las pensiones.
1.3. La asociación entre la esperanza de vida y el ingreso real.
A nivel transnacional, la asociación entre el PIB per cápita y la esperanza de vida se conoce como la curva de Preston ( 23 ). La figura 3 muestra las curvas de Preston para Suecia durante las seis décadas de 1960 a 2010, mostrando la esperanza de vida a los 40 años por ingreso promedio ventil, ajustado por el Índice de Precios al Consumidor (IPC), para ambos sexos. La interpretación de los cambios en las curvas de Preston a lo largo del tiempo es tal que los movimientos a lo largo de la relación transversal corresponden a las mejoras predichas por la asociación transversal entre el ingreso y la esperanza de vida, mientras que los «cambios» en la curva corresponden a cambios exógenos a la relación representada por la curva.
Figura 3.
El resultado más destacado que se muestra en la Figura 3 son los cambios en la curva de Preston en el extremo superior de la distribución, especialmente en el caso de los hombres, lo que refleja el impacto de factores externos (terceros), como las mejoras en la tecnología médica o los cambios en los estilos de vida relacionados con la salud. La relación cada vez más cóncava, particularmente plana en los niveles de ingresos más altos, sugiere una menor importancia de los ingresos por sí solos en la esperanza de vida.
1.4. Contribuciones de las diferentes causas de muerte.
La figura 4 muestra el número de años de aumento en la esperanza de vida a partir de una menor mortalidad en muertes prematuras (muertes antes de los 75 años) en el primer (T1) y cuarto (T4) cuartiles de la distribución del ingreso por diferentes causas de muerte durante el período de observación. El método se utilizó en investigaciones anteriores ( 24 ) y consiste en escalar los cambios en las tasas de mortalidad por la ganancia general en la esperanza de vida debido a las reducciones en la mortalidad prematura (consulte
Materiales y métodos para obtener más detalles). La ganancia total en la esperanza de vida a partir de la mortalidad prematura reducida fue de 1,51 años para los hombres en el T1 y de 2,97 años en el T4. Entre las mujeres, las ganancias correspondientes fueron de 0,67 años en el T1 y de 1,33 años en el T4. La figura 4 divide estas ganancias en contribuciones por diferentes causas. También se comparan las contribuciones de diferentes causas a la ganancia diferencial total de esperanza de vida entre el primer y el cuarto trimestre durante el período de observación, que fue de 1,47 años para los hombres y 0,66 años para las mujeres (véase el Apéndice SI , Tabla S3 para las cifras exactas).Figura 4.
Para examinar los cambios a lo largo del tiempo con más detalle, la figura 5 presenta las razones T1/T4 de mortalidad antes de los 75 años por diferentes causas de muerte, de 1962 a 2021 para los hombres y de 1970 a 2021 para las mujeres. Una tendencia al alza en la razón indica crecientes disparidades en la mortalidad relacionadas con los ingresos.
Figura 5.
Los resultados en las Figs. 4 y 5 se presentan primero por las principales causas de muerte, separando entre enfermedades circulatorias, cánceres, causas externas y otras causas. Los resultados se presentan luego por evitabilidad, separando entre causas tratables, prevenibles, tanto tratables como prevenibles, o no evitables (ver
Materiales y Métodos para más detalles). Al interpretar las ganancias en la esperanza de vida por cáncer, es importante tener en cuenta que la incidencia de morir por cáncer aumenta debido a las grandes ganancias en la esperanza de vida por la disminución de las muertes circulatorias. Por lo tanto, las estimaciones reportadas de las ganancias en la esperanza de vida por cáncer pueden subestimar las verdaderas mejoras en la atención oncológica ( 25 ).
1.4.1. Principales causas de muerte según capítulo de la CIE.
El panel izquierdo de la Fig. 4 muestra que las enfermedades circulatorias contribuyeron 1,43 años a la esperanza de vida adicional en el primer trimestre y 1,85 años en el cuarto trimestre entre los hombres, lo que los convierte en el mayor contribuyente en ambos grupos. También es el mayor contribuyente para las mujeres, con aumentos de 0,85 años en el primer trimestre y 0,71 años en el cuarto trimestre. La segunda mayor mejora provino de los cánceres. El mayor aumento, 0,56 años, se observó entre los hombres en el cuarto trimestre, mientras que los hombres en el primer trimestre experimentaron un aumento de 0,19 años. Entre las mujeres, los cánceres contribuyeron 0,37 años en el cuarto trimestre, pero solo 0,06 años en el primer trimestre.De la diferencia de 1,47 años en la esperanza de vida adicional entre el primer y el cuarto trimestre para los hombres, las enfermedades circulatorias representaron 0,43 años (29%) ( Apéndice SI , Tabla S3 ). En el caso de las mujeres, las enfermedades circulatorias redujeron la diferencia en 0,14 años (21%) entre el primer y el cuarto trimestre. Las contribuciones correspondientes a la mortalidad por cáncer son de 0,37 años (25%) para los hombres y de 0,32 años (48%) para las mujeres. Por lo tanto, si bien las reducciones en la mortalidad prematura por enfermedades circulatorias explicaron las mayores ganancias generales en la esperanza de vida, las mejoras en la mortalidad por cáncer mostraron un gradiente de ingresos casi igualmente pronunciado para los hombres y un gradiente aún más pronunciado para las mujeres.Las reducciones en la mortalidad por causas externas contribuyeron con 0,09 y 0,23 años de esperanza de vida adicional entre los hombres en el primer y cuarto trimestre, respectivamente, y con 0,00 y 0,11 años entre las mujeres. Esto significa que las causas externas contribuyeron con el 9% y el 18% de la diferencia en la esperanza de vida adicional entre el primer y el cuarto trimestre, respectivamente. Si bien existe un claro gradiente de ingresos, con mayores ganancias observadas en la parte superior de la distribución del ingreso, la incidencia relativamente baja de las causas externas en comparación con las enfermedades circulatorias y el cáncer limita su contribución general a las diferencias de mortalidad.Finalmente, por otras causas, los cambios correspondientes en la esperanza de vida fueron0,20 años para los hombres en el primer trimestre y 0,34 años en el cuarto trimestre, mientras que para las mujeres, los cambios fueron0,24 años en el primer trimestre y 0,13 años en el cuarto trimestre. Esto representa una parte significativa de la diferencia total en la esperanza de vida entre el primer y el cuarto trimestre, que asciende al 36 % para los hombres y al 56 % para las mujeres. Volviendo a la evolución de las razones de mortalidad T1/T4 en la Fig. 5 , los paneles superiores ilustran que la razón para enfermedades circulatorias se triplicó durante el período de estudio. La tendencia constantemente ascendente en las razones, comenzando una década más tarde para los hombres, indica un aumento constante en la desigualdad de mortalidad por enfermedades circulatorias a lo largo del tiempo, con la disparidad volviéndose cada vez más pronunciada hacia el final del período. Al interpretar este resultado junto con las ganancias absolutas en la Fig. 4 , es importante notar la disminución sustancial en la mortalidad por enfermedades circulatorias, particularmente en T4 ( Apéndice SI , Fig. S6 ). A medida que las tasas en T4 alcanzan niveles bajos, incluso pequeñas diferencias entre T1 y T4 se amplifican en la razón T1/T4, aumentando la desigualdad relativa a pesar de ganancias absolutas similares en la esperanza de vida. En el caso de los cánceres, las razones de la Fig. 5 se situaron inicialmente en torno a 1, lo que indica que no existían disparidades relacionadas con los ingresos en el período inicial. Sin embargo, comenzaron a aumentar en la década de 1980, alcanzando un valor de 2, lo que indica una mortalidad por cáncer un 100 % mayor en el primer trimestre en comparación con el cuarto trimestre, al final del período estudiado. Como se muestra en la Fig. 4 , este aumento se debe a mejoras sustanciales en la esperanza de vida entre los grupos de mayores ingresos, mientras que los grupos de menores ingresos experimentaron solo avances muy leves durante este período.
1.4.2. Mortalidad evitable.
El panel derecho de la Fig. 4 muestra las contribuciones de la mortalidad tratable, prevenible, tratable y prevenible combinada, así como las causas no evitables, a las ganancias en la esperanza de vida para Q1 y Q4 para hombres y mujeres. La mayor ganancia en la esperanza de vida por mortalidad antes de los 75 años, en todos los subgrupos estudiados, se atribuyó a la categoría combinada de causas de muerte tratables y prevenibles. Sin embargo, la mayor diferencia en las ganancias de la esperanza de vida se atribuyó a la categoría puramente prevenible. Para esta categoría, hubo mejoras mucho mayores en Q4 en comparación con Q1 tanto para hombres como para mujeres. Para los hombres, el 53% de la diferencia en el aumento de la esperanza de vida en Q4 en comparación con Q1 se atribuyó a la categoría combinada de tratable y prevenible y el 29% a la categoría puramente prevenible ( Apéndice SI , Tabla S3 ). Para las mujeres, esta cifra fue del 10% y el 57%, respectivamente. La mejora en la esperanza de vida como resultado de la mortalidad reducida por condiciones tratables se compartió casi por igual entre Q1 y Q4 para hombres y mujeres. La fila inferior de la Fig. 5 ilustra la evolución de la desigualdad en la mortalidad por evitabilidad, utilizando la razón de mortalidad T1/T4. La razón T1/T4 de enfermedades clasificadas como tratables y prevenibles, así como las puramente prevenibles, aumentó drásticamente, lo que indica un aumento sustancial de la desigualdad, especialmente entre los hombres. Las razones correspondientes a la mortalidad tratable, si bien también aumentaron, siguieron una tendencia más moderada, especialmente para los hombres, lo que sugiere un crecimiento más lento de la desigualdad por causas tratables. Las causas no evitables mostraron razones relativamente estables a lo largo del tiempo, con cambios más limitados en las disparidades relacionadas con los ingresos.
2. Discusión
Este artículo amplía la literatura previa sobre el desarrollo histórico del gradiente de ingresos en la esperanza de vida; la relación entre la desigualdad de ingresos y la desigualdad en salud; la evolución de la relación entre el ingreso real y la mortalidad en diferentes partes de la distribución del ingreso; así como cómo las diferentes causas de muerte han contribuido al cambio. Las estimaciones no paramétricas del desarrollo histórico del gradiente de ingresos en salud en Suecia amplían las investigaciones anteriores al cubrir toda la distribución del ingreso a nivel de percentil durante un período mucho más largo que los estudios anteriores, que a menudo se centran en períodos de tiempo más cortos ( 8 , 9 12-14 , 16 ) , quintiles de ingresos ( 10 , 26 , 27 ), partes específicas de la población ( 1 , 28 ) o en la medición del gradiente educativo ( 3 ) .
Estudios previos han investigado la relación entre la desigualdad de ingresos y la esperanza de vida ( 18 , 29–31 ) así como la relación entre la desigualdad de ingresos y el gradiente de ingresos en la esperanza de vida utilizando datos transversales ( 8 ). Una contribución de este trabajo es que examina la relación entre la desigualdad de ingresos y el gradiente de ingresos en la mortalidad a lo largo del tiempo, abarcando casi 60 años e incluyendo períodos de desigualdad de ingresos tanto ascendente como descendente.
Este artículo también examina la relación entre los ingresos reales de los hogares y la esperanza de vida, conocida como la curva de Preston ( 23 ), a lo largo de las seis décadas que abarcan los datos. Estudios previos han estimado esta relación como un corte transversal entre diferentes países o, dentro de un mismo país, entre grupos de ingresos para dos períodos cercanos en el tiempo ( 16 , 23 ).Por último, el análisis de las causas de muerte subyacentes al aumento del gradiente de ingresos amplía la literatura previa ( 10 , 12 , 26 , 32 ) al examinar un período de tiempo más largo y utilizar explícitamente la clasificación CIE de muertes evitables de la OCDE/Eurostat, distinguiendo entre mortalidad debida a causas prevenibles y tratables. Nuestros resultados demuestran que el gradiente de ingresos en la esperanza de vida es un fenómeno relativamente nuevo en Suecia. En la década de 1960, era prácticamente inexistente. Desde entonces, ha surgido y aumentado de forma constante. En particular, esta tendencia parece no estar relacionada con la evolución de la desigualdad de ingresos. Incluso durante el período de 1960 a 1990, marcado por un movimiento hacia una distribución de ingresos más equitativa, el gradiente de ingresos en la esperanza de vida aumentó. Esto sugiere que es poco probable que exista una fuerte asociación entre los ingresos individuales y la mortalidad, como lo implica la hipótesis del ingreso absoluto ( 18 , 19 ). En este sentido, nuestros hallazgos respaldan investigaciones previas que indican que los ingresos no tienen efectos causales o estos son débiles sobre la salud ( 33 ).Nuestro análisis de la evolución de la relación entre el ingreso real y la esperanza de vida (la llamada relación de la curva de Preston) refuerza la idea de que el gradiente de ingresos, como se observa en las asociaciones transversales entre el ingreso y la esperanza de vida, no es el principal factor que impulsa la aparición de este gradiente. En cambio, existe un claro cambio en la relación entre el ingreso y la esperanza de vida. Nuestro análisis de la causa de muerte se basa en investigaciones anteriores que investigan las causas de muerte para explicar el aumento del gradiente de ingresos o SES en la esperanza de vida. Estudios históricos de regiones suecas sugieren que los gradientes específicos de causa para las enfermedades cardiovasculares y el cáncer comenzaron a surgir alrededor de 1970. Los grupos socioeconómicos más altos se beneficiaron antes de estas disminuciones ( 3 , 34 ). En consonancia con estos hallazgos, encontramos que las reducciones en la mortalidad por enfermedades circulatorias explicaron las mayores ganancias generales en la esperanza de vida tanto en el cuartil de ingresos más alto como en el más bajo. Sin embargo, las ganancias diferenciales entre los cuartiles de ingresos más altos y más bajos fueron mayores para los cánceres en las mujeres y de tamaño similar a las enfermedades circulatorias en los hombres. La descomposición del gradiente de ingresos por causas de muerte revela además que una parte significativa del aumento es atribuible a causas prevenibles, probablemente vinculadas a la adopción diferencial de nuevos hábitos de vida. Estos hallazgos son cualitativamente consistentes con estudios nórdicos que utilizan datos más contemporáneos, aunque nuestra definición más amplia de mortalidad prevenible complica las comparaciones directas de magnitudes. Específicamente, estos estudios subrayan las enfermedades cardiovasculares, junto con la mortalidad relacionada con el alcohol y el tabaquismo, como contribuyentes clave al gradiente de ingresos en la mortalidad, con disminuciones más lentas en la mortalidad observadas entre los grupos de ingresos más bajos desde la década de 1990 ( 10 , 12 , 26 , 32 , 35 – 37 ). Durante 1995–2007, las muertes relacionadas con el alcohol y el tabaquismo representaron del 30 al 50% de la brecha de esperanza de vida en los países nórdicos ( 38 ). Sin embargo, datos finlandeses más recientes sugieren que, si bien estas causas aún representan aproximadamente el 40% de la brecha general, su papel en la reciente ampliación es mínimo, y el estancamiento en el quintil de ingresos más bajos está vinculado a la mortalidad en una gama más amplia de causas ( 32 ). La importancia relativa de las muertes atribuibles al consumo excesivo de alcohol y la mortalidad relacionada con el tabaquismo ha aumentado como un factor clave de las desigualdades en la mortalidad también en otros países europeos ( 39–41 ) .
Para enfatizar aún más el papel de los factores de estilo de vida en la ampliación del gradiente de ingresos en la esperanza de vida, está la creciente disparidad socioeconómica en el comportamiento de fumar a lo largo del tiempo. Para Suecia, los datos de la Encuesta de Nivel de Vida resaltan esta ampliación del gradiente: La razón de probabilidades (IC del 95%) de fumar entre los quintiles de ingresos más bajos y más altos fue de 0,81 (0,726, 0,894) para los hombres y de 0,32 (0,242, 0,398) para las mujeres en 1968. En 2017, estas cifras habían aumentado drásticamente a 4,62 (3,189, 6,051) para los hombres y 2,85 (2,046, 3,654) para las mujeres ( 42 , 43 ).Desde una perspectiva de políticas, los resultados de este estudio sugieren que reducir la desigualdad de ingresos por sí solo puede no abordar eficazmente las disparidades en la esperanza de vida. El gradiente creciente en las muertes evitables subraya las disparidades en las mejoras del estilo de vida, donde los grupos de mayores ingresos han tenido más éxito en la adopción de cambios de comportamiento que mejoran la salud, como el tabaquismo, el consumo de alcohol y el ejercicio físico. Por lo tanto, las políticas deben centrarse en promover estilos de vida más saludables, en particular entre los grupos de menores ingresos ( 44 ). Sin embargo, como se señala en investigaciones recientes, las inversiones en salud pública dirigidas a las poblaciones de mayor edad pueden aumentar inadvertidamente la desigualdad si las personas de menores ingresos tienen menos probabilidades de sobrevivir y beneficiarse de dichas intervenciones ( 45 ).Finalmente, el aumento del gradiente de ingresos en la esperanza de vida también tiene implicaciones para los sistemas de pensiones, ya que indica una mayor redistribución de las personas con ingresos bajos a las personas con ingresos altos, lo que debilita las estructuras progresivas de prestaciones. Los ajustes de las prestaciones basados en los ingresos o el apoyo específico a los jubilados con ingresos más bajos podrían ayudar a mitigar estos efectos regresivos ( 11 , 46 ).
3. Materiales y métodos
El estudio fue aprobado por el Comité Central de Revisión Ética (Etikprövningsmyndigheten), número de referencia 2015/420. Se eximió del consentimiento de los participantes, ya que el análisis se basó en datos anonimizados existentes de cuatro registros nacionales suecos.
3.1. Fuentes de datos y población de estudio.
Este estudio analizó datos individuales del Registro de Población, el Registro Nacional de Impuestos, la Base de Datos Longitudinal para Estudios de Salud, Seguros y Mercado Laboral (LISA) y el Registro de Causas de Muerte. Se utilizaron datos de ingresos del período 1960-2019 y datos de mortalidad del período 1962-2021 para analizar las medidas de desigualdad durante el período 1962-2021 para los hombres y el período 1970-2021 para las mujeres.La información sobre ingresos de 1960 a 2019 se obtuvo del Registro Nacional de Impuestos, excluyendo 1967. Para 1960-1966, se disponía de una muestra del 10% de la población declarante de impuestos, y los ingresos del hogar se calcularon sumando los ingresos individuales y del cónyuge. Debido a la tributación conjunta antes de 1971, estos primeros datos contienen principalmente al cabeza de familia masculino para parejas casadas y, por lo tanto, no son representativos de las mujeres. Para 1968-2019, se disponía de toda la población declarante de impuestos, y los ingresos del hogar se calcularon combinando los registros completos de ingresos de los contribuyentes con los identificadores de los hogares del Registro de Población y la base de datos LISA, definidos antes de 1987 como parejas casadas y después de 1987 como parejas casadas o parejas que cohabitan con hijos comunes. El análisis excluyó a las personas con ingresos faltantes, negativos o nulos y al 3% más bajo de asalariados positivos (alrededor del 7% de la muestra en los últimos años).Los datos de mortalidad de 1962 a 2021 provienen del Registro de Causas de Muerte, que incluye la fecha de muerte de todas las personas de 40 años o más, sin ajustar por composición étnica [a diferencia de ( 8 )]. Las pruebas de sensibilidad que excluyeron a los inmigrantes de primera generación mostraron resultados muy similares ( Apéndice SI , Fig. S2 ).La población estuvo compuesta por 9.395.993 personas de 40 años o más y 213.738.123 observaciones persona-año, lo que representa 3.874.308 muertes observadas. La edad media (DE) de esta población fue de 60,04 (13,19) años en 2021.
3.2. Medidas de ingresos.
La medida principal de ingresos, “ingresos familiares equivalentes”, se derivó de los ingresos imponibles de las personas, incluyendo salarios, ganancias comerciales, pensiones y transferencias imponibles. Esta medida se obtuvo dividiendo los ingresos totales del hogar por la raíz cuadrada del número de miembros del hogar. Varios componentes, como los ingresos de la riqueza real (por ejemplo, viviendas ocupadas por el propietario) y el valor del tiempo de producción/ocio del hogar, no se incluyeron en la medida de ingresos. Los hogares se definieron como un adulto soltero o una pareja casada o que cohabita, y los hijos adultos se consideraron adultos solteros separados. Los niños de 18 años o menos que vivían con sus padres fueron excluidos debido a la inconsistencia de los datos históricos. Los ingresos se ajustaron por inflación para corresponder al nivel de precios en 2018 utilizando el IPC. Los análisis de sensibilidad utilizando otras medidas de ingresos, como los ingresos individuales o disponibles, confirmaron la solidez de los hallazgos principales ( Apéndice SI , Fig. S2 ).Históricamente, disparidades de género significativas en la participación en la fuerza laboral fueron evidentes en las cohortes estudiadas, con una participación de las mujeres considerablemente menor que la de los hombres. Por ejemplo, la tasa de participación en la fuerza laboral de las mujeres casadas aumentó del 49,1% en 1967 al 83,5% en 1980 ( 47 ) y ha seguido aumentando ( 48 ). En consecuencia, los ingresos individuales a menudo no reflejan con precisión los estándares de vida de las mujeres, en particular para aquellas casadas o que cohabitan con parejas de ingresos más altos.
El Apéndice SI , Fig. S2 compara los gradientes de ingresos para hombres y mujeres en varias medidas de ingresos a nivel de hogar y una medida a nivel individual de ingresos imponibles. Los hallazgos muestran que los gradientes de ingresos de las mujeres son más planos cuando se utiliza el ingreso imponible individual. Por lo tanto, adoptamos el ingreso familiar equivalente como nuestra variable de ingreso preferida, ya que proporciona un proxy más confiable para los estándares de vida materiales, especialmente para las mujeres.
3.3. Causas de muerte.
El año y la causa de muerte se obtuvieron del Registro de Causas de Muerte, y las causas se clasificaron en subgrupos utilizando los capítulos de la Clasificación Internacional de Enfermedades CIE-6 a CIE-10.Las muertes se clasificaron primero por causas principales de muerte según el capítulo de la CIE ( Apéndice SI , Tabla S1 ), separándolas entre enfermedades circulatorias, cánceres, causas externas y otras causas.Las muertes se clasificaron entonces por evitabilidad siguiendo la lista de la OCDE/Eurostat ( 49 ) y se compararon con los códigos CIE respectivos ( Apéndice SI , Tabla S2 ). Las muertes se identificaron como tratables, prevenibles, tratables y prevenibles, o no evitables. La mortalidad prevenible es causada por condiciones de salud que pueden evitarse mediante intervenciones efectivas de salud pública y prevención primaria. La mortalidad tratable es causada por condiciones de salud evitables mediante intervenciones de atención médica oportunas y efectivas, incluyendo la prevención secundaria y el tratamiento para reducir las tasas de mortalidad después del inicio de la enfermedad. Una muerte se clasificó como prevenible o tratable si al menos una causa primaria o secundaria de muerte cayó dentro de la categoría respectiva.
3.4. Métodos estadísticos.
Este estudio siguió la metodología de investigaciones previas ( 8 , 9 ) con pequeñas adaptaciones necesarias para acomodar los datos de las primeras décadas para obtener rangos de ingresos. Los individuos recibieron rangos percentiles (1 a 100) basados en el ingreso familiar equivalente por género, edad y año. Para análisis específicos, los ingresos se agruparon en cuartiles o ventiles. Para el cálculo del rango, se utilizaron los ingresos de dos años (tres años en 1969 debido a la falta de datos en 1967) antes de calcular las tasas de mortalidad dentro del grupo. Debido al uso de ingresos de dos años anteriores y datos incompletos sobre los ingresos de las mujeres hasta 1968 (Sección 3.1 ), los rangos y, por lo tanto, las medidas de desigualdad se calcularon de 1962 a 2021 para los hombres y de 1970 a 2021 para las mujeres.El enfoque difiere de investigaciones anteriores ( 8 ) que utilizaron el rango de ingresos a los 63 años de edad para edades más avanzadas, debido a las limitaciones de los datos en los años 1960 y 1970. Las comprobaciones de sensibilidad utilizando el enfoque de clasificación en investigaciones anteriores ( 8 ) confirmaron que los hallazgos principales no se vieron afectados por esta desviación, probablemente porque la medida de ingresos incluye los ingresos por pensiones. La esperanza de vida a los 40 años se calculó utilizando las tasas anuales de mortalidad por sexo, edad y percentil de ingresos, asumiendo tasas de mortalidad futuras constantes. Para contrarrestar las estimaciones de mortalidad poco fiables en grupos de percentiles más pequeños, el estudio aplicó la ley de Gompertz-Makeham, postulando una relación lineal entre la edad y el logaritmo de la mortalidad para las edades de 40 a 76 y extrapolando las tasas de mortalidad para las edades de 77 a 89. Para las edades de 90 a 100, se utilizaron las tasas de mortalidad generales de Suecia de Statistics Sweden, pasando por alto las varianzas de mortalidad por percentil de ingresos. Los cálculos de la esperanza de vida utilizaron la función de supervivencia integrada de estas tasas ( Apéndice SI , Fig. S1 ).Para calcular los años de esperanza de vida ganados por la reducción de la mortalidad en diversas causas de muerte, como se muestra en la Fig. 4 , aplicamos un modelo de investigación previa ( 24 ) y procedemos de la siguiente manera: Tomamos las tasas de mortalidad promedio durante tres años al principio y al final del período de observación y calculamos la diferencia entre 1962-64 y 2019-21 para hombres y 1970-72 y 2019-21 para mujeres por causas de muerte, dividida por la suma de las diferencias entre todas las causas y multiplicada por el aumento de la esperanza de vida entre los 40 y los 74 años durante el período. Los números exactos se presentan en el Apéndice SI , Tabla S3 .El Apéndice SI , Figs. S3 y S4, presenta una comparación del gradiente de ingresos en la esperanza de vida en Suecia con los hallazgos de Noruega (9 ), Estados Unidos (8 ) y Canadá (16 ). Para garantizar la coherencia entre estos estudios, se realizaron varios ajustes metodológicos para alinear las medidas de ingresos y las restricciones muestrales, que se describen en detalle junto con los resultados en esa sección. Dado que nuestros principales resultados se obtienen para toda la población sueca y no se basan en ningún modelo estadístico, no informamos ningún IC o EE, excepto los resultados sobre los gradientes de ingresos promedio informados en la Sección 1.1, que son estimaciones de modelos de regresión y los resultados a los que se hace referencia en la Sección 2 , que se obtienen a partir de encuestas. Los resultados se obtuvieron utilizando Stata 17.0, MP-Parallel Edition (StataCorp).
Disponibilidad de datos, materiales y software
Los datos no se pueden compartir: El artículo incluido en esta presentación utiliza datos individuales muy completos basados en registros. Existen restricciones con respecto a la distribución de estos datos. Esto significa que no podremos cumplir con todos los aspectos de los requisitos de disponibilidad de datos. En primer lugar, los datos no son de propiedad exclusiva en el sentido de que tenemos acceso exclusivo a ellos. Cualquier investigador puede obtenerlos a través de Statistics Sweden sujeto a las mismas condiciones que nosotros. Además, quienes deseen realizar análisis de replicación pueden solicitar los datos contactándonos en ifau@ifau.uu.se . El investigador tendrá acceso a los datos en la medida necesaria para realizar la replicación, siempre que firme un acuerdo de confidencialidad que indique que los datos solo se utilizarán para los fines indicados y no se transferirán a ningún tercero. Los acuerdos prácticos para acceder a los datos dependerán en cierta medida de la ubicación del investigador y deben manejarse caso por caso.
