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Revista médica de Chile

versión impresa ISSN 0034-9887

Rev. méd. Chile vol.140 no.2 Santiago feb. 2012

http://dx.doi.org/10.4067/S0034-98872012000200009 

Rev Med Chile 2012; 140: 207-213

ARTÍCULOS DE INVESTIGACIÓN

 

Duración de las licencias médicas FONASA por trastornos mentales y del comportamiento

Analysis of sick leaves due to mental and behavioral problems

 

Gonzalo Miranda H.1,4,a, Sergio Alvarado O.2,b, Jay S. Kaufman3,c

1Escuela de Psicología, Universidad Católica Silva Henríquez, Santiago.
2División de Epidemiología, Escuela de Salud Pública, Universidad de Chile.
3Departament of Epidemiology, Biostatistics & Occupational Health, McGill University. Montreal, Canadá.
4Programa de Doctorado en Salud Pública, Facultad de Medicina, Universidad de Chile.
aPsicólogo.
bBioestadístico.
cEpidemiólogo, PhD.

Correspondencia a:


Background: In Chile, the number of sick leaves due to mental health problems has systematically increased in recent years. Aim: To perform an analysis of sick leaves due to mental problems managed by the Fondo Nacional de Salud (FONASA) during 2008. Material and Methods: Analysis of all sick leaves awarded during 2008for mental or behavioral problems, that were managed at FONASA. A negative binomial regression, was performed to predict the effects of different variables on the total duration of sick leaves. Results: A total of546,477 sick leaves were awarded to 198,752 individuals (2.27per subject). The mean duration of each leave was 15.6 days. Summing all leaves, the lapse off work was 98 ± 96 days (median 65 days). Women had longer leaves than men. The type of medical leave, occupation, working for private or public institutions, economic activity and diagnosis were significantly associated with duration of time off work. Conclusions: Sick leaves for mental problems are prolonged and related to gender and socioeconomic variables.

Key words: Depression; Mental Health; Sick leave.


Existe en el país una preocupación creciente por el explosivo aumento del gasto en subsidios de incapacidad laboral transitoria (licencias médicas). En este contexto surgen intentos por explicar este aumento, los cuales apelan fundamentalmente a variables no sanitarias, como características del seguro contra pérdidas del ingreso por enfermedad, carencias del sistema de protección social que fomentan un uso no médico de las licencias, o características del mercado y la organización del trabajo. El enfoque utilizado en la mayor parte de los estudios es económico, y casi siempre apelan a la teoría del riesgo moral (Vergara M. Licencias médicas por enfermedad común en Chile: interpretación, comprensión y reformulación del sistema de protección social. Proyecto de tesis para optar al grado de Doctor en Salud Pública. Facultad de Medicina, Universidad de Chile, 2009). Del mismo modo, aparecen también propuestas de racionalización, a través de estrategias administrativas, o incluso penales. Sin embargo, aún sabemos poco del comportamiento mismo de las licencias médicas.

Entre los años 1991 y 2002, el gasto sólo en licencias curativas del Fondo Nacional de Salud (FONASA) creció en 195%, mientras que en el caso de las Instituciones de Salud Previsional (ISAPRE) lo hizo en 73%1. Este costo se debe a un aumento del valor del día de licencia (por aumento de los salarios), pero sobre todo, a un ascenso sostenido en las licencias médicas emitidas y al aumento de días de subsidio por cotizante2. El año 1997 fueron pagadas 662.676 licencias por FONASA, cifra que en 2007 ascendió a 1.714.083. Eso significa un desembolso para el sistema público aproximado de $216.350 millones3. Las ISAPRE pagaron ese mismo año 1.064.716 licencias médicas, a un costo total de $182.346 millones4. Parte importante del aumento en la cantidad de licencias se concentra en las enfermedades mentales y del comportamiento. En FONASA, en 2004 se tramitaron 128.600 subsidios por salud mental, mientras en 2007 esa cifra llegó a 388.139. Para el 2008, los problemas psicológicos se convierten en la primera causa de incapacidad transitoria entre los beneficiarios del sistema público3. En las ISAPRE, los trastornos mentales representaban en 2005 el 15,3% del total de licencias, incrementando el 2008 su participación a 20,4%, convirtiéndose también en el grupo patológico de mayor peso relativo4. La información disponible no permite saber si se trata de un mayor abuso del sistema utilizando un tipo de patología de más difícil verificación, o si existía en Chile un problema de subdiagnóstico de las enfermedades mentales que se habría ido corrigiendo en los últimos años6; si hay un aumento efectivo en la cantidad de personas que padecen trastornos mentales, o si se trata de una mayor disposición a calificar como anomalías médicas ciertos estados anímicos o problemas que antes eran considerados asuntos vitales no patológicos.

Ante esta realidad, aparece una mayor suspicacia de parte de las entidades fiscalizadoras frente a solicitudes con diagnóstico psiquiátrico que frente a otros diagnósticos. De hecho, las licencias por trastornos mentales son las que concentran mayor número de rechazos, tanto en FONASA (12,5%)5, como en las ISAPRE. En estas últimas instituciones, del total de días recomendados por el médico, sólo 53% son autorizados, versus 82,6% de días que se autorizan para enfermedades no de salud mental4. Esto demuestra que se trata de un asunto complejo aun para el mismo sistema de protección sanitaria. De ahí surge la necesidad de investigar en el tema, comenzando por analizar más finamente el comportamiento de las licencias por salud mental. Un primer paso en este camino es dejar de considerar como unidad de análisis la licencia misma, y más bien sumar la duración de licencias que se encadenan presuntivamente en torno a un mismo episodio mórbido.

Material y Método

El estudio, de carácter exploratorio, incluyó la totalidad de las licencias médicas tramitadas por FONASA durante el año 2008, bajo el rótulo "trastornos mentales y del comportamiento". Las variables consideradas en el análisis son aquellas especificadas en el formulario único de licencias médicas, ingresadas en las bases de datos de FONASA, a las cuales se les modificó el registro de identificación (RUT), de manera de contar con un código identificador, pero manteniendo el anonimato de los sujetos. Dichas bases fueron fundidas en una sola, sobre la cual se realizó un proceso de exploración de datos perdidos, influyentes y probablemente erróneos.

La base inicial contenía un total de 603.169 licencias registradas entre el 1 de enero y el 30 de diciembre de 2008. Sin embargo, 56.416 licencias fueron ingresadas al sistema más de una vez para el mismo sujeto y en la misma fecha. Aun cuando es posible que se emitan distintos formularios cuando un trabajador está contratado por más de un empleador, para efectos de esta investigación se eliminaron los datos duplicados, triplicados, etc. Luego se eliminaron aquellas licencias cuya fecha de inicio fuese anterior al 2006 o posterior al 2008, considerándolas un error de registro. Es posible que haya licencias tramitadas el 2008 y emitidas el año anterior. De hecho, 35% de las licencias están inscritas como "de continuidad", lo que hace plausible que algunas comprendan años anteriores. De todos modos, se excluyeron 276 licencias por fecha de inicio, y de paso, desparecieron algunos datos inconsistentes o demasiado influyentes. Finalmente, el análisis descriptivo se realizó con 546.477 licencias psiquiátricas, de las cuales, 89,8% fueron emitidas en 2008,10% emitidas en 2007, y algo menos de 0,2% durante el 2006.

Con el objetivo de identificar atributos que se asocien con la prolongación de las licencias, se aplicó un modelo de regresión binomial negativa. Como el foco de la investigación era la duración real de las licencias, se procedió a efectuar la sumatoria de días de licencia por sujeto. Se trata de una variable aleatoria discreta, con valores positivos, que se distribuye de manera asimétrica, pero que no cumple con los criterios de una distribución de Poisson. Por eso se optó por un modelo binomial negativo8.

Tanto para la estadística descriptiva como para el análisis de regresión, se agruparon los códigos originales utilizados por FONASA de algunas variables, buscando simplificar el análisis. Tales variables fueron:

- Diagnóstico: los 485 posibles diagnósticos de la sección correspondiente del CIE 10 se agruparon en 21 categorías, tal como aparece en la Tabla 3.
- Tipo de licencia: las 7 categorías posibles se reagruparon en tres (a) Licencia curativa común (incluye enfermedad o accidente no del trabajo, más prorroga de medicina preventiva), (b) Licencia laboral (incluye enfermedad profesional y accidente del trabajo) y (c) Licencia vinculada a la maternidad (incluye licencia maternal, licencia por hijo menor de un año, y patología del embarazo).
- Ocupación: las 19 categorías originales se agruparon en 9 (tal como aparece en la Tabla 2), por ser poco exhaustivas, y se eliminó una cuyo código era imposible de interpretar.
- Calidad del trabajador: se agruparon las categorías de trabajadores públicos afectos y no afectos a ley 18.834/39 en una sola.

Para el análisis de regresión, se eliminaron nuevos datos que pudiesen ser inconsistentes. Por ejemplo, si un mismo sujeto aparecía ingresado con edades distintas que superaran los dos años de diferencia, o si un mismo sujeto aparecía registrado como hombre y mujer. En este proceso, la base inicial se redujo a 522.849 licencias.

Resultados

Las 546.477 licencias registradas corresponden a 198.752 sujetos. Esto significa que en promedio, se registran 2,27 licencias por sujeto. La edad promedio de los sujetos fue de 36,9 años (DS = 11,2).

Fueron otorgadas 375.231 licencias a mujeres y 171.246 a hombres en el mismo período. Considerando que los cotizantes a FONASA (a diciembre del 2006, último dato disponible) corresponden a 1.899.471 mujeres y a 4.433.165 hombres, podemos ver que las licencias psiquiátricas emitidas a mujeres no sólo duplican a las de los hombres, sino que en términos proporcionales, las mujeres reciben cinco veces más licencias por salud mental que los hombres.

Más de la mitad de las licencias fueron emitidas en la Región Metropolitana. Sin embargo, proporcionalmente, tal como se aprecia en la Tabla 1, en la Región Metropolitana se emitieron menos licencias que en el resto del país. Llama la atención el caso de la XI Región -y merece unestudio en detalle- pues presentó un porcentaje inusualmente alto en comparación con las demás regiones. Descontando este caso, la Primera (incluyendo la nueva Región de Arica y Parinacota) y la Sexta Región fueron aquellas con mayores tasas de licencias por salud mental.


Tabla 1. Porcentajes de licencias de salud mental calculado sobre cotizantes por Región

Tal como aparece en la Tabla 2, casi 20% de las licencias se otorgaron a operarios. El segundo grupo ocupacional con más licencias correspondió a personal administrativo. En la misma tabla se pude observar que eso es esperable de acuerdo a las cifras de empleo. Proporcionalmente, sin embargo, los vendedores y profesores son gremios que presentaron un alto porcentaje de licencias psiquiátricas.


Tabla 2. Licencias emitidas por tipo de ocupación

El 17,6% de los trabajadores proviene del sector público, el 82,1% del sector privado, mientras el 0,3% restante corresponde a trabajadores independientes. Ahora bien, este es un dato que es necesario verificar, pues en el registro que FONASA hace de la actividad económica, 43% aparece tipificado como "servicios estatales".

En cuanto al sector privado, el rubro comercio es el que concentró la mayor cantidad de licencias registradas, con 18,2%. Lo siguieron el sector servicios, con 4,7%, la agricultura y la industria, con aproximadamente 4%. Los rubros con menos casos fueron: electricidad, agua y gas, minería y construcción. Tomando como referencia los datos del Instituto Nacional de Estadísticas (INE) del 2008, el comercio presentó una tasa notoriamente más alta que la industria y que los servicios. Por el contrario, el sector de la construcción presentó una tasa mucho más baja.

El 99,3% de las licencias emitidas fueron de tipo curativo común, 0,4% licencias de tipo laboral, y 0,3% correspondió a licencias vinculadas a la maternidad (incluyendo patologías del embarazo). El 99,4% de los casos fueron considerados recuperables, y sólo 0,6% de las licencias conducirían hacia la invalidez. De todos modos, se trata de 1.041 sujetos evaluados como no recuperables.

El 85% de las licencias fueron autorizadas por FONASA, 12% rechazadas, y casi 3% fueron modificadas (mayormente reducción de su duración). El motivo más frecuente para rechazar una licencia fue por "reposo prolongado", lo que se observa en 11,7% del total de casos. Los otros motivos para rechazar licencias fueron de tipo administrativo, como falta de documentación o entrega fuera de plazo.


Tabla 3. Diagnósticos con los que se emiten las licencias médicas (CIE -10)

Los diagnósticos más recurrentes correspondieron a la esfera depresiva, que representó casi el 70% de los casos. Dentro de esta categoría, la gran mayoría correspondía a "episodio depresivo", sin otra especificación (F32 y F32.9). Los "trastornos depresivos" (recurrentes), equivalían a una proporción menor, y nuevamente, la mayoría no recibió especificación (F33.9). En segundo lugar, aparecen los trastornos ansiosos, que correspondió a un cuarto de las licencias. La Tabla 2 muestra el detalle de los diagnósticos con los que ingresan las licencias a FONASA. Cabe señalar que no se observan diferencias al comparar el diagnóstico hecho por el médico, con aquel hecho por FONASA. En 378 casos (0,07%), se identificó un accidente en el origen de la patología.

La duración promedio de cada licencia emitida fue de 15,6 días. Sin embargo, al sumar las licencias otorgadas a un mismo sujeto, se obtuvo un promedio de 98 días (DS = 96), con un rango que va entre 1 y 847 días. En términos de percentiles, se observó una duración de 25 días en el percentil 25, 141 días en el percentil 75, y una mediana de 65 días.

Como se puede observar en la Figura.1, la mayoría de los sujetos recibió indicación de reposo total inferior a un mes. De todos modos, sobre el 40% de los sujetos (79.982) recibió licencias de 30 días o más, el 21,5% (42.670) licencias de 60 días o más, y el 13% (26.255 personas) licencias de 90 días o más.


Figura 1. Distribución de días totales de licencia por sujeto.

En el modelo de regresión se consideraron las variables: edad, sexo, tipo de licencia, tipo de ocupación, sector al que pertenece, actividad económica y diagnóstico. Este análisis permite considerar todas estas variables de manera simultánea, es decir, el efecto de cada una se calculó ajustado por las demás.

De esta manera, se observó que la edad no tuvo mayor efecto en la duración de las licencias psiquiátricas. No así el sexo, pues ser hombre operó como un factor que disminuía la probabilidad (IRR = 0,88) de tener una licencia más larga. Por otra parte, los ejecutivos y vendedores tuvieron licencias entre 20% y 25% más largas que otro tipo de trabajadores, particularmente los operarios. Por sector económico, quienes se desempeñaban en la agricultura y la minería presentaron un mayor riesgo de licencias psiquiátricas más prolongadas. Por otra parte, en relación a los trabajadores públicos, los del sector privado tuvieron licencias 14% más largas, mientras los independientes 23% más extensas.

El tipo de licencia fue un factor que incidió notablemente en la duración de las mismas. Aquellas licencias enviadas a FONASA de tipo laboral se prolongaron en casi el doble (IRR = 1,81) que aquellas licencias por enfermedad común.

Como se aprecia en la Figura.2, utilizando como parámetro el diagnóstico más común: la depresión, es posible observar que los riesgos de prolongar una licencia fueron bastante dispares según la patología. También se aprecia que al interior de ciertos diagnósticos, la variabilidad fue bastante grande. Los trastornos más asociados a licencias psiquiátricas largas fueron los de control de impulsos (ej. cleptomanía, piromanía, juego patológico) que duplicaron a la depresión en cuanto a días de reposo. Los trastornos psicóticos y el retraso mental, los trastornos por abuso de sustancias; también la bipolaridad y los trastornos de personalidad, anticiparon mayor duración del reposo. Por el contrario, en el caso de trastornos somatomorfos, desviaciones sexuales, trastornos del sueño y trastornos de ansiedad, la duración de las licencias tendió a ser menor que en las depresiones. En los casos de trastornos ansiosos, además, se observó bastante homogeneidad en la duración.


Figura 2. Razón de tasas de incidencia (IRR) de duración (días) por diagnóstico*.

Discusión

La duración de las licencias psiquiátricas FONASA por beneficiario presenta una mediana de 65 días (P 25-75: 25, 141). Las mujeres no sólo utilizan más que los hombres las licencias, sino además, éstas tienden a ser 12% más largas. Habría que estudiar en qué medida esto se asocia al cuidado de los hijos6. Es interesante que al controlar por otras variables, la edad no aparece como un elemento determinante en la duración de las licencias.

Utilizando como referente el número de cotizantes de FONASA por región3, se observa que las regiones con mayor cantidad de licencias emitidas son la XI, la I y la VI. En cambio, la menor proporción de licencias psiquiátricas se emiten en las regiones VIII, VII y Metropolitana.

Operarios y administrativos son quienes concentran la mayor cantidad de licencias psiquiátricas, lo que es esperable en tanto son los grupos ocupacionales mayoritarios8. Tomando los datos de empleo del INE -lo que es sólo una aproximación, pues no discriminan por tipo de previsión- el sector económico donde se generarían más licencias psiquiátricas es el comercio, lo que es coincidente con la alta proporción de vendedores registrados. Vendedores y profesores serían los grupos ocupacionales de mayor riesgo en este caso. Por el contario, el sector económico con menor proporción de licencias psiquiátricas es la construcción. Al mismo tiempo, los vendedores, junto a los ejecutivos son quienes presentan licencias más extensas. Estos datos abren una perspectiva interesante para futuros análisis.

Los trabajadores del sector privado presentan licencias más largas que los empleados públicos, lo cual apoya la tesis de que los tres días deducibles en el caso de reposos breves actuarían como incentivo para alargar las licencias. Sin embargo, este no sería el único factor explicativo, pues los trabajadores independientes serían los más expuestos a licencias de larga duración.

Como es de esperar, la duración media del reposo está vinculada al diagnóstico. En algunos casos, particularmente en los trastornos menos frecuentes, existe una gran la variabilidad en la duración de las licencias.

Por último, es importante destacar que las licencias que ingresan a FONASA como patologías mentales de origen laboral representan un mayor riesgo de prolongación del reposo que aquellas tipificadas como enfermedad común. Esto podría ser interesante de de relacionar con el aumento de diagnósticos vinculados al estrés2,4. También sería relevante complementar el análisis con el de las licencias pagadas por las Mutuales de Seguridad e Instituto de Salud laboral.

Agradecimientos: Los autores agradecen al Sr. Enrique Majluf y al Dr. Hernán Monasterio, que hicieron posible acceder a las bases de datos de FONASA. También a la Embajada de Canadá en Chile y al Conseil International d'Etudes Canadiennes, que permitió una estadía del investigador principal en la Universidad de McGill.

 

Referencias

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2. Superintendencia de Seguridad Social [SUSESO]. Aumento del gasto en subsidios por incapacidad laboral pagados por las caja de Compensación de Asignación Familiar años 1998-2007. Santiago, 2008.         [ Links ]

3. Fondo Nacional de Salud [FONASA]. Boletín Estadístico 2006-2007. Santiago, 2008.         [ Links ]

4. Pezoa M. Análisis de las licencias médicas curativas en ISAPRES 2007-2008. Superintendencia de Salud, Santiago, 2008.         [ Links ]

5. Poblete A. Informe sobre las licencias de salud mental. Análisis estadístico comparativo 1995-2007. Departamento de Salud Mental Ministerio de Salud, Santiago, 2008.         [ Links ]

6. Beteta E, Willinton M. Determinantes del uso y abuso de licencias médicas en Chile. Universidad Alberto Hurtado, 2010. Disponible en: http://economia.uahurtado.cl/pdf/publicaciones/inv251.pdf        [ Links ]

7. Long JS, Freese. Regression Models for Categorical Dependent Variables Using Stata. College Station, TX: Stata Press, 2006.         [ Links ]

8. Instituto Nacional de Estadísticas [INE] Encuesta Nacional de Empleo. Disponible en: http://www.ine.cl/canales/chile_estadistico/mercado_del_trabajo/estadisticas_laborales.php        [ Links ]


 

Recibido el 25 de abril de 2011, aceptado el 27 de octubre de 2011.

Correspondencia a: Gonzalo Miranda Hiriart

General Jofré 462, Santiago. E-mail: gmiranda@ucsh.cl

Conflicto de Intereses:

Gonzalo Miranda Hiriart

Sergio Alfredo Alvarado Orellana

Jay Kaufman