El propósito de este estudio es investigar si los cambios en el riesgo cardiovascular (RCV) se asocian con la duración y los costes de la incapacidad temporal.
MétodosSe evaluó una cohorte prospectiva de 179.186 sujetos. Se calculó su RCV (SCORE) en 2 exámenes médicos consecutivos, separados aproximadamente 1 año (365 ± 90 días). Se categorizó el RCV en < 4% o ≥ 4% y se crearon 4 grupos de pacientes en función de los cambios en el RCV entre los 2 exámenes. Después de la segunda estimación, se realizó un seguimiento de 1 año para evaluar la incapacidad temporal. Las diferencias entre los 4 grupos en el recuento total de días de incapacidad temporal se evaluaron mediante modelos de regresión de Poisson.
ResultadosTras ajustar por covariables, los sujetos que mejoraron su RCV tuvieron un menor recuento de días de incapacidad temporal que los que empeoraron su RCV y aquellos cuyo riesgo permaneció estabilizado en ≥ 4% (RR, 0,91; IC95%, 0,84-0,98). Comparados con los que no mejoraron el nivel de RCV, entre los que sí mejoraron más individuos habían dejado de fumar (+17,2%; p < 0,001) y habían controlado su presión arterial (+26,0%; p < 0,001), el colesterol total (+9,3%; p < 0,001), el colesterol unido a lipoproteínas de baja densidad (+14,9%; p < 0,001) y los triglicéridos (+14,6%; p < 0,001).
ConclusionesNuestros resultados indican que la mejora del RCV se acompaña de una disminución de la incapacidad temporal en el seguimiento a 1 año.
Palabras clave
La enfermedad cardiovascular (ECV) es la principal causa de mortalidad en los países desarrollados1. La ateroesclerosis es la base de la ECV y está presente desde las primeras etapas de la enfermedad2. Se ha demostrado que una intervención temprana mejora los resultados clínicos, pero su relación coste-efectividad es controvertida3. El tratamiento inicial consiste principalmente en cambios del estilo de vida, principalmente los relativos a la dieta y la actividad física. Algunos autores indican que estas intervenciones requieren personal capacitado, lo cual implica un aumento significativo de los costes sin que se obtenga un beneficio notable por lo que respecta al número de eventos cardiovasculares y muertes3.
El efecto de los diferentes factores de riesgo cardiovascular (FRCV), cuando se analizan individualmente, confirma su influencia en la duración de los episodios de baja por enfermedad4,5. En España hay una cobertura de la incapacidad temporal tanto para las enfermedades como para los accidentes, relacionados o no con el trabajo, pero con regulaciones diferentes6. La clasificación como enfermedades profesionales se limita a una lista específica de trastornos en determinadas profesiones, basada en la influencia de exposiciones claramente establecidas7. Por otro lado, los accidentes de trabajo son los que se producen en el contexto de un accidente sufrido en el trabajo o en el desplazamiento hacia o desde el lugar de trabajo7. El resto de accidentes y enfermedades se consideran no relacionados con el trabajo. En el caso de la incapacidad temporal no relacionada con el trabajo (incapacidad temporal por contingencias comunes), el subsidio por enfermedad va del cuarto día de incapacidad temporal a los 12 meses y puede prolongarse durante un periodo adicional de 6 meses tras una evaluación del Instituto Nacional de la Seguridad Social7. Este tipo de baja por enfermedad, desde el inicio hasta el final del episodio, debe ser certificada por el médico de atención primaria del paciente y debe confirmarse 1 vez por semana6. Las enfermedades profesionales y los accidentes de trabajo (contingencias profesionales) generalmente implican compensaciones adicionales (p. ej., subsidio por enfermedad desde el primer día)7.
En un estudio previo, se demostró que entre los trabajadores asintomáticos que tenían un riesgo cardiovascular (RCV) elevado con solo 1 agrupación de FRCV, por lo tanto con una ECV temprana subyacente no diagnosticada, se producía un aumento significativo del coste de las bajas por enfermedad y de la frecuencia de eventos cardiovasculares tempranos8. Según nuestros datos, el aumento estimado del coste de incapacidad temporal para el conjunto de la población laboral española fue de más de 145 millones de euros al año, lo cual indica que hay un enorme potencial de ahorro8. El objetivo del presente estudio, llevado a cabo en una población similar a la incluida en el estudio previo8, es investigar si los cambios en el perfil de RCV se asocian con la duración y el coste de la incapacidad temporal.
MÉTODOSEste análisis de cohorte prospectivo forma parte del estudio Ibermutuamur CArdiovascular RIsk Assessment (ICARIA), cuya metodología se ha descrito ya con anterioridad9,10. De forma resumida, se evaluaron los FRCV y el RCV total, estimado con con las tablas del sistema SCORE (Systematic COronary Risk Evaluation) para los países europeos de riesgo bajo, en una muestra amplia y representativa de la población laboral española9,10. Se planteó la inclusión en la cohorte ICARIA a todos los participantes a los que se realizó una exploración médica ordinaria, siempre que dieran su consentimiento informado. Se realizaron exámenes médicos, consistentes en una entrevista estructurada, mediciones antropométricas y de la presión arterial y análisis de sangre. Para los análisis que se presentan en este artículo, se incluyó a todos los participantes con 2 exámenes médicos consecutivos con aproximadamente 1 año (365 ± 90 días) entre ellos y, por consiguiente, 2 estimaciones generales del RCV. Se excluyó a los participantes con enfermedad coronaria, enfermedad arterial periférica o diabetes diagnosticada antes de la primera evaluación médica. Después de realizada la segunda estimación del RCV, se obtuvieron datos relativos a todos los episodios de baja por enfermedad certificados médicamente, y el recuento total de días de baja laboral, a partir del registro oficial de la mutua colaboradora con la Seguridad Social del trabajador Ibermutuamur, durante un periodo de seguimiento de 1 año (365 días)8. En España, las mutuas colaboradoras con la Seguridad Social proporcionan la asistencia sanitaria para las enfermedades profesionales y los accidentes de trabajo7. También colaboran con el Sistema Nacional de Seguridad Social en la gestión de los casos y de la prestación económica tanto de los episodios de incapacidad temporal relacionados con el trabajo como de los no relacionados7. La proporción de la población laboral cubierta por mutuas colaboradoras con la Seguridad Social en España es del 98% para las incapacidad temporal por contingencias profesionales y del 83% para las contingencias comunes11. Los registros oficiales de que disponen estas empresas son fundamentales para realizar la investigación epidemiológica sobre la incapacidad temporal (especialmente en el caso de la incapacidad temporal por contingencias comunes), dada la inexistencia de un registro nacional centralizado en España.
Se informó a todos los participantes sobre su RCV y se les hicieron recomendaciones acerca del control de los FRCV y los cambios del estilo de vida (dieta y ejercicio físico). Además, se envió un resumen clínico a su médico de atención primaria para fomentar la aplicación de cambios de estilo de vida y para que sirviera de apoyo a una eventual introducción de un tratamiento farmacológico.
Variables evaluadasSe documentaron los datos sociodemográficos, incluidos sexo, edad (< 45/≥ 45 años), profesión (trabajadores manuales/profesionales), categorías laborales y sector de actividad económica9. El sistema SCORE proporciona una estimación del riesgo de sufrir un primer evento ateroesclerótico mortal (infarto de miocardio, ictus, aneurisma aórtico u otro) a 10 años. A diferencia de otras herramientas de evaluación del RCV, el sistema SCORE se centra exclusivamente en los eventos mortales12–15. Se clasificó a los participantes en 4 grupos en función del cambio o la estabilidad de su RCV: estable en < 4%; mejora del RCV (disminución desde un valor ≥ 4% en la primera evaluación a < 4% en la segunda evaluación); empeoramiento del RCV (aumento desde un valor < 4% en la primera evaluación a ≥ 4% en la segunda evaluación), y estable en ≥ 4%. El umbral se estableció en el 4% para permitir la comparación de los resultados con los de otros análisis previos del estudio ICARIA, en los que se consideró que los participantes con SCORE ≥ 4% tenían un RCV de moderado a alto según lo indicado por la guía de la Sociedad Europea de Cardiología8,15.
Además, se evaluaron las siguientes variables:
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Consumo de tabaco en el momento del examen médico (fumador/no fumador).
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Evolución del consumo de tabaco: a) no fumador en los 2 exámenes médicos; b) fumador en el primer examen, pero no fumador en el segundo; c) no fumador en el primer examen médico, pero fumador en el segundo examen, y d) fumador en ambos exámenes médicos.
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Presión arterial sistólica y diastólica (mmHg).
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Diagnóstico previo de hipertensión (sí/no).
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Fármacos antihipertensivos (sí/no).
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Evolución de la hipertensión: a) ausencia de hipertensión en 1 de los 2 exámenes médicos; b) ausencia de hipertensión en el primer examen médico, pero presión arterial ≥ 140/90mmHg sin tratamiento antihipertensivo en el segundo; c) ausencia de hipertensión en el primer examen médico, pero presión arterial ≥ 140/90mmHg a pesar del tratamiento antihipertensivo en el segundo; d) hipertensión en el primer examen médico, pero presión arterial < 140/90mmHg con tratamiento antihipertensivo en el segundo; e) hipertensión en el primer examen médico pero, presión arterial < 140/90mmHg sin tratamiento antihipertensivo en el segundo; f) hipertensión en el primer examen médico y presión arterial ≥ 140/90mmHg a pesar del tratamiento antihipertensivo en el segundo, y g) hipertensión en el primer examen médico y presión arterial ≥ 140/90mmHg sin tratamiento antihipertensivo en el segundo.
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Concentraciones de colesterol total, colesterol unido a lipoproteínas de baja densidad, colesterol unido a lipoproteínas de alta densidad y triglicéridos (mg/dl).
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Diagnóstico previo de dislipemia (sí/no).
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Tratamiento hipolipemiante (sí/no).
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Dislipemia: definida como un diagnóstico previo de dislipemia, uso de tratamiento hipolipemiante, colesterol total ≥ 200mg/dl, colesterol unido a lipoproteínas de baja densidad ≥ 160mg/dl, colesterol unido a lipoproteínas de alta densidad < 40mg/dl (varones)/< 50mg/dl (mujeres) o triglicéridos ≥ 200mg/dl.
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Evolución de la dislipemia: a) ausencia de dislipemia; b) ausencia de dislipemia en el primer examen médico, pero concentraciones de lípidos no controladas a pesar del tratamiento hipolipemiante en el segundo; c) ausencia de dislipemia en el primer examen médico, pero concentraciones de lípidos no controladas sin tratamiento hipolipemiante en el segundo; d) dislipemia en el primer examen médico, pero concentraciones de lípidos controladas con tratamiento hipolipemiante en el segundo; e) dislipemia en la primera visita, pero concentraciones de lípidos controladas sin tratamiento hipolipemiante en la segunda; f) dislipemia en el primer examen médico y concentraciones de lípidos no controladas a pesar del tratamiento hipolipemiante en el segundo, y g) dislipemia en el primer examen médico y concentraciones de lípidos no controladas sin tratamiento hipolipemiante en el segundo.
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Índice de masa corporal.
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Dieta: se identificó a los participantes según un tipo de dieta específico (con pocos carbohidratos, vegetariana, hipocalórica, con pocas purinas, macrobiótica, con poco sodio, de protección gástrica, con pocas grasas, de protección hepática).
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Ejercicio físico: ejercicio físico o deporte habitual ausente o ≤ 2 h/semana o > 2 h/semana.
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Incapacidad temporal previa (sí/no): existencia o inexistencia de episodios de incapacidad temporal entre la primera y la segunda evaluación del RCV.
Por lo que respecta a las variables dependientes, se registró la existencia de episodios de incapacidad temporal (sí/no) y el número total de días de incapacidad temporal durante el periodo de seguimiento de 1 año después de la segunda estimación del RCV. Ambas variables se evaluaron para la incapacidad temporal por cualquier causa, estableciendo una distinción entre la incapacidad temporal por contingencias profesionales (accidentes de trabajo y enfermedades profesionales), la incapacidad temporal por contingencias comunes (accidentes y enfermedades no laborales) y la incapacidad temporal debida a ECV. Por lo que respecta a los episodios de baja por enfermedad debidos a ECV, se tuvieron en cuenta los códigos de la Clasificación Internacional de Enfermedades (novena revisión, modificación clínica) 401-414 y 426-443, con la excepción de los códigos 426.7, 429.0, 430.0, 432.1, 437.3, 437.4 y 437.5, que son de origen no ateroesclerótico. Esto corresponde a los objetivos definidos en el proyecto SCORE12.
Bases de contribución al Sistema de la Seguridad Social: se obtuvo también la base de cotización (euros) utilizada para calcular el subsidio por enfermedad con objeto de estimar los costes de la incapacidad temporal. Estos datos constan en el registro oficial de la mutua con la finalidad de calcular el subsidio por enfermedad durante la incapacidad temporal. Las bases de cotización están relacionadas principalmente con el salario del trabajador.
Análisis estadísticoSe obtuvieron estadísticos descriptivos de todas las variables. Los datos cualitativos se presentan en forma de porcentajes, con los correspondientes intervalos de confianza del 95% (IC95%) cuando procede. El número total de días de incapacidad temporal se describe con la mediana [percentiles 25–75], dada la distribución asimétrica de esta variable. Se presentan también los valores de media ± desviación estándar. Se calcularon las densidades de incidencia y sus correspondientes IC95% para los diferentes tipos de episodios de incapacidad temporal, en la muestra total y por sexo, grupo de edad, evolución del consumo de tabaco, incapacidad temporal previa y evolución del RCV. Las densidades de incidencia se expresan en forma de casos incidentes cada 100 trabajadores-año. Se utilizó el test de la χ2 para el análisis univariable de los datos de variables categóricas. Se utilizó el test de la t de Student para muestras independientes, la U de Mann-Whitney o la prueba de Kruskal-Wallis, para las variables cuantitativas.
La asociación entre los cambios del perfil de RCV y el número total de días de incapacidad temporal durante el seguimiento se evaluó mediante modelos de regresión de Poisson (error estándar corregido), ajustados por sexo, edad, profesión, evolución del consumo de tabaco e incapacidad temporal previa. Se calcularon rate ratios (RR) y sus respectivos IC95%. Las asociaciones entre los cambios en los FRCV individuales y el número total de días de incapacidad temporal durante el seguimiento se evaluaron mediante análisis de regresión de Poisson, tomando como covariables el sexo, la edad, la profesión, la incapacidad temporal previa y la evolución de la hipertensión, la dislipemia y el consumo de tabaco. Se calcularon modelos de regresión para todos los episodios de incapacidad temporal y para cada tipo de incapacidad temporal (contingencias comunes, contingencias profesionales e incapacidad temporal debida a ECV).
Por último, se estimó la repercusión económica de una posible reducción final de la incapacidad temporal en los participantes que presentaron una mejora de su RCV, multiplicando la base de cotización media de los empleados por la disminución estimada de los días de incapacidad temporal en los participantes con un SCORE ≥ 4%, y luego por el número estimado de trabajadores con un SCORE ≥ 4% en España (disminución media estimada de la incapacidad temporal = duración media de la incapacidad temporal en el grupo de RCV ≥ 4% × RR en el modelo de regresión de Poisson para la mejora en el grupo de RCV). Según lo indicado por la Encuesta de Población Activa (cuarto trimestre de 2008), en España había 19.154.000 trabajadores al final del periodo de seguimiento16. La proporcón de trabajadores en España con SCORE ≥ 4% se estimó en alrededor de un 6,9%; es decir, se estimó que 1.321.626 participantes tendrían SCORE ≥ 4%10.
Cuestiones éticasSe obtuvo el consentimiento informado firmado de todos los participantes antes de la inclusión en el estudio ICARIA, según los principios establecidos en la Declaración de Helsinki. El protocolo fue revisado y aprobado por el comité ético local.
RESULTADOSEn la figura 1 se muestra la distribución de los participantes. Formaron la muestra 179.186 participantes, que en un 72,1% eran varones (tabla 1). La media de edad (± desviación estándar) fue de 36,7 ± 10,4 años. Al clasificar a los trabajadores en los 4 grupos definidos según los cambios del RCV, hubo diferencias significativas en su distribución por sexo y edad (p < 0,001): un 92,9% de los participantes tuvieron un SCORE que se mantuvo estable en un valor < 4% en las 2 estimaciones (el 70,5% varones; media de edad, 35,7 ± 9,72 años); un 2,4% presentaron un empeoramiento, pasando de un SCORE inicial < 4% a ≥ 4% en la segunda estimación (el 90,1% varones; media de edad, 48,0 ± 9,89 años); un 1,9% de los participantes presentaron una mejora, pasando de un SCORE inicial ≥ 4% a < 4% en el segundo examen médico (el 90,2% varones; media de edad, 47,3 ± 9,78 años); por último, un 2,7% de los participantes se mantuvieron estables en un valor ≥ 4% (el 97,0% varones; media de edad, 55,06 ± 8,12 años).
Densidad de incidencia cada trabajadores-año y duración de los episodios de incapacidad temporal durante el seguimiento de 1 año tras la segunda evaluación del RCV, en una cohorte de trabajadores con 2 estimaciones consecutivas (365 ± 90 días) de su RCV (SCORE), entre 2004 y 2007
| Variable | n (%) | Días-trabajador (episodios) | Tasa de densidad de incidencia (IC95%) | pa | Días de incapacidad temporal, mediana (percentiles 25-75) | Media ± DE | pb |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Cualquier causa | |||||||
| Sexo | 179.186 | < 0,001 | < 0,001 | ||||
| Varones | 129.133 (72,1) | 41.835.061 (25.844) | 22,55 (22,31-22,79) | 12 (6-31) | 28,87 ± 44,78 | ||
| Mujeres | 50.050 (27,9) | 16.328.710 (9.570) | 21,39 (21,01-21,77) | 14 (6-39) | 33,09 ± 47,82 | ||
| Edad, años | 179.186 | < 0,001 | < 0,001 | ||||
| < 45 | 136.357 (76,1) | 44.015.182 (27.934) | 23,16 (22,93-23,40) | 12 (5-30) | 27,21 ± 41,54 | ||
| ≥ 45 | 42.829 (23,9) | 14.148.589 (7.480) | 19,30 (18,90-19,69) | 18 (8-47) | 40,48 ± 57,32 | ||
| Profesión | 178.339 | < 0,001 | < 0,001 | ||||
| Trabajadores manuales | 110.017 (61,7) | 34.740.532 (26.057) | 27,38 (27,09-27,66) | 13 (6-33) | 30,62 ± 46,81 | ||
| Profesionales | 68.322 (38,3) | 23.138.347 (9.233) | 14,56 (14,29-14,84) | 12 (5-32) | 28,29 ± 42,21 | ||
| Categorías profesionales | 176.194 | < 0,001 | < 0,001 | ||||
| Directores generales y gestores de la administración | 2.633 (1,5) | 928.351 (177) | 6,96 (5,97-7,95) | 20 (8-47) | 41,32 ± 53,65 | ||
| Profesionales científicos/técnicos y académicos | 18.815 (10,7) | 6.472.717 (2.071) | 11,68 (11,21-12,15) | 12 (5-32) | 27,80 ± 41,22 | ||
| Técnicos y profesionales auxiliares | 33.524 (19,0) | 11.336.780 (4.652) | 14,98 (14,58-15,37) | 12 (5-33) | 28,55 ± 42,47 | ||
| Personal administrativo y trabajos relacionados | 11.205 (6,4) | 3.709.461 (1.895) | 18,65 (17,89-19,40) | 11 (5-32) | 27,59 ± 42,43 | ||
| Alimentación y hospedaje, servicios personales y de seguridad, vendedores y dependientes | 13.200 (7,5) | 4.297.057 (2.521) | 21,41 (20,67-22,15) | 15 (7-39) | 33,48 ± 48,29 | ||
| Trabajadores especializados de agricultura y pesca | 1.059 (0,6) | 342.068 (199) | 21,23 (18,62-23,85) | 15 (7-30) | 28,85 ± 45,25 | ||
| Artesanos y trabajadores especializados de fabricación, construcción y minería | 38.882 (22,1) | 12.161.399 (9.802) | 29,42 (28,93-29,91) | 13 (6-32) | 29,59 ± 45,47 | ||
| Instaladores y operadores de maquinaria y ensambladores | 26.287 (14,9) | 8.272.575 (6.449) | 28,45 (27,87-29,04) | 12 (6-32) | 29,45 ± 45,54 | ||
| Trabajadores no especializados | 30.589 (17,4) | 9.667.433 (7.086) | 26,75 (26,22-27,29) | 13 (6-34) | 32,14 ± 49,17 | ||
| Actividad económica | 179.186 | < 0,001 | 0,916 | ||||
| Agricultura, ganadería y pesca | 3.139 (1,8) | 1.067.777 (371) | 12,68 (11,48-13,89) | 12 (6-29) | 28,61 ± 44,48 | ||
| Construcción | 40.597 (22,7) | 12.967.670 (8.934) | 25,15 (24,70-25,60) | 12 (6-32) | 29,71 ± 46,31 | ||
| Industria | 39.151 (21,8) | 12.421.633 (9.065) | 26,64 (26,17-27,11) | 13 (6-33) | 30,47 ± 46,56 | ||
| Servicios | 96.299 (53,7) | 31.706.691 (17.044) | 19,62 (19,36-19,88) | 13 (6-34) | 29,95 ± 44,84 | ||
| Evolución de consumo de tabaco | 179.176 | < 0,001 | 0,213 | ||||
| No fumador/no fumador | 91.973 (51,3) | 30.390.933 (15.847) | 19,03 (18,77-19,30) | 13 (6-34) | 30,19 ± 45,35 | ||
| No fumador/fumador | 4.530 (2,5) | 1.461.585 (937) | 23,40 (22,09-24,71) | 13 (6-32) | 28,00 ± 41,44 | ||
| Fumador/no fumador | 8.070 (4,5) | 2.615.069 (1.598) | 22,30 (21,34-23,27) | 12 (5-32) | 28,45 ± 44,06 | ||
| Fumador/fumador | 74.603 (41,6) | 23.693.556 (17.028) | 26,23 (25,89-26,57) | 13 (6-32) | 30,10 ± 46,30 | ||
| Incapacidad temporal previa | 179.186 | < 0,001 | < 0,001 | ||||
| No | 146.426 (81,7) | 48.889.871 (22.987) | 17,16 (16,96-17,36) | 12 (6-32) | 28,94 ± 43,60 | ||
| Sí | 32.760 (18,3) | 9.273.900 (12.427) | 48,91 (48,30-49,52) | 13 (6-35) | 31,99 ± 49,16 | ||
| Evolución de RCV | 179.186 | 0,270 | < 0,001 | ||||
| SCORE estable < 4% | 166.547 (92,9) | 54.052.212 (32.934) | 22,24 (22,03-22,45) | 12 (6-32) | 29,07 ± 44,17 | ||
| Empeoramiento del RCV | 4.321 (2,4) | 1.397.945 (885) | 23,11 (21,77-24,44) | 17 (8-44) | 40,14 ± 57,87 | ||
| Mejora del RCV | 3.422 (1,9) | 1.115.901 (671) | 21,95 (20,48-23,41) | 17 (7-43) | 39,35 ± 59,42 | ||
| SCORE estable ≥ 4% | 4.896 (2,7) | 1.597.713 (924) | 21,11 (19,90-22,32) | 21 (9-53) | 47,14 ± 64,00 | ||
| Evolución de consumo de tabaco | 179.176 | < 0,001 | 0,514 | ||||
| No fumador | 91.973 (51,3) | 30.390.933 (15.847) | 19,03 (18,77-19,30) | 13 (6-34) | 30,19 ± 45,35 | ||
| Nuevo fumador o recaída | 4.530 (2,5) | 1.461.585 (937) | 23,40 (22,09-24,71) | 13 (6-32) | 28,00 ± 41,44 | ||
| Exfumador | 8.070 (4,5) | 2.615.069 (1.598) | 22,30 (21,34-23,27) | 12 (5-32) | 28,45 ± 44,06 | ||
| Siempre fumador | 74.603 (41,6) | 23.693.556 (17.028) | 26,23 (25,89-26,57) | 13 (6-32) | 30,10 ± 46,30 | ||
| Evolución de la hipertensión | 179.032 | < 0,001 | < 0,001 | ||||
| Ausencia de hipertensión | 122.939 (68,7) | 39.844.027 (24.525) | 22,47 (22,22-22,71) | 12 (5-32) | 28,52 ± 43,14 | ||
| Ausencia de hipertensión en la primera evaluación/presión arterial ≥ 140/90mmHg, y sin tratamiento antihipertensivo en la segunda evaluación | 15.341 (8,6) | 4.982.718 (3.051) | 22,35 (21,65-23,05) | 13 (6-33) | 29,94 ± 45,57 | ||
| Ausencia de hipertensión en la primera evaluación/presión arterial ≥ 140/90mmHg, y tratamiento antihipertensivo en la segunda evaluación | 130 (0,1) | 41.559 (29) | 25,47 (17,47-33,47) | 13 (5,5-44) | 28,52 ± 32,37 | ||
| Hipertensión en la primera evaluación/presión arterial < 140/90mmHg, y tratamiento antihipertensivo en la segunda evaluación | 2.288 (1,3) | 750.710 (432) | 21,00 (19,24-22,76) | 17,5 (8-50,75) | 43,46 ± 64,23 | ||
| Hipertensión en la primera evaluación/presión arterial < 140/90mmHg, y sin tratamiento antihipertensivo en la segunda evaluación | 14.895 (8,3) | 4.822.394 (2.988) | 22,62 (21,90-23,33) | 13 (6-34) | 30,80 ± 47,11 | ||
| Hipertensión en la primera evaluación/presión arterial ≥ 140/90mmHg, y tratamiento antihipertensivo en la segunda evaluación | 4.615 (2,6) | 1.503.104 (887) | 21,54 (20,28-22,79) | 18 (8-48) | 42,99 ± 61,45 | ||
| Hipertensión en la primera evaluación/presión arterial ≥ 140/90mmHg, y sin tratamiento antihipertensivo en la segunda evaluación | 18.824 (10,5) | 6.170.307 (3.470) | 20,53 (19,92-21,14) | 14 (7-37) | 34,61 ± 52,46 | ||
| Evolución de la dislipemia | 174.609 | < 0,001 | < 0,001 | ||||
| Ausencia de dislipemia | 50.706 (29,0) | 16.308.812 (10.612) | 23,75 (23,36-24,14) | 11 (6-23) | 21,64 ± 32,69 | ||
| Ausencia de dislipemia en la primera evaluación/valores lipídicos no controlados y tratamiento hipolipemiante en la segunda evaluación | 123 (0,1) | 42.037 (17) | 14,76 (8,28-21,24) | 19 (7,75-84) | 41,50 ± 47,91 | ||
| Ausencia de dislipemia en la primera evaluación/valores lipídicos no controlados y sin tratamiento hipolipemiante en la segunda evaluación | 16.843 (9,6) | 5.489.375 (3.207) | 21,32 (20,67-21,98) | 12 (6-28) | 23,58 ± 31,67 | ||
| Dislipemia en la primera evaluación/valores lipídicos controlados y tratamiento hipolipemiante en la segunda evaluación | 4.014 (2,2) | 1.329.676 (698) | 19,16 (17,88-20,44) | 13 (8-31) | 26,37 ± 38,05 | ||
| Dislipemia en la primera evaluación/valores lipídicos controlados y sin tratamiento hipolipemiante en la segunda evaluación | 28128 (16,1) | 9.092.413 (5.782) | 23,21(22,69-23,74) | 12 (7-27) | 24,39 ± 35,17 | ||
| Dislipemia en la primera evaluación/valores lipídicos no controlados y tratamiento hipolipemiante en la segunda evaluación | 34 (0,0) | 10.475 (9) | 31,36 (14,39-48,34) | 15 (5-43) | 22,20 ± 26,26 | ||
| Dislipemia en la primera evaluación/valores lipídicos no controlados y sin tratamiento hipolipemiante en la segunda evaluación | 74.761 (42,8) | 24.420.529 (14.122) | 21,63 (21,36-21,90) | 13 (7-29) | 26,78 ± 39,71 | ||
| Cualquier causa | 179.186 | 58.163.771 (35.414) | 22,22 (22,02-22,43) | 13 (6-33) | 30,01 ± 45,65 | ||
| Incapacidad temporal por contingencias comunes | 179.186 | 60.213.442 (25.980) | 16,30 (16,12-16,48) | 11 (5-32) | 29,71 ± 47,06 | ||
| Incapacidad temporal por contingencias profesionales | 179.186 | 63.022.112 (11.885) | 6,88 (6,76-7,00) | 12 (7-26) | 24,49 ± 36,15 | ||
| Enfermedades cardiovasculares | 179.186 | 65.362.451 (217) | 0,12 (0,11-0,14) | 49 (19-116,50) | 78,63 ± 76,51 | ||
DE: desviación estándar; IC95%: intervalo de confianza del 95%; RCV: riesgo cardiovascular.
En la tabla 1 y la tabla 2 se muestran las densidades de incidencia de nuevos episodios de incapacidad temporal/100 trabajadores-año durante un seguimiento de 1 año tras la segunda estimación del RCV, así como el número de días de incapacidad temporal. La densidad de incidencia total de episodios de incapacidad temporal por cualquier causa fue 22,22/100 trabajadores-año (IC95%, 22,02-22,43). Por lo que respecta a la causa específica de la incapacidad temporal, la densidad de incidencia fue 15,75/100 trabajadores-año (IC95%, 15,57-15,92) para la incapacidad temporal por contingencias comunes, 6,88/100 trabajadores-año (IC95%, 6,76-7,00) para la incapacidad temporal por contingencias profesionales, y 0,12/100 trabajadores-año (IC95%, 0,11-0,14) para la incapacidad temporal por ECV.
Densidad de incidencia cada 100 trabajadores-año y duración de los episodios de incapacidad temporal durante el seguimiento de 1 año tras la segunda evaluación del RCV, en una cohorte de trabajadores con 2 estimaciones consecutivas (365 ± 90 días) de su RCV (SCORE), entre 2004 y 2007, en función de la evolución del RCV a 1 año
| Variable | n (%) | Días-trabajador (episodios) | Tasa de densidad de incidencia (IC95%) | pa | Días de incapacidad temporal, mediana (percentiles 25-75) | Media ± DE | pb | Total de días de incapacidad temporal |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Cualquier causa | ||||||||
| Evolución del RCV | 179.186 | 0,270 | < 0,001 | 1.062.759 | ||||
| SCORE estable < 4% | 166.547 (92,9) | 54.052.212 (32.934) | 22,24 (22,03-22,45) | 12 (6-32) | 29,07 ± 44,17 | 957.267 | ||
| Empeoramiento del RCV | 4.321 (2,4) | 1.397.945 (885) | 23,11 (21,77-24,44) | 17 (8-44) | 40,14 ± 57,87 | 35.524 | ||
| Mejora del RCV | 3.422 (1,9) | 1.115.901 (671) | 21,95 (20,48-23,41) | 17 (7-43) | 39,35 ± 59,42 | 26.407 | ||
| SCORE estable ≥ 4% | 4.896 (2,7) | 1.597.713 (924) | 21,11 (19,90-22,32) | 21 (9-53) | 47,14 ± 64,00 | 43.561 | ||
| Contingencias comunes | ||||||||
| Evolución del RCV | 179.186 | 0,002 | < 0,001 | 771.862 | ||||
| SCORE estable < 4% | 166.547 (92,9) | 55.936.990 (24.275) | 15,84 (15,66-16,02) | 11 (5-31) | 28,62 ± 45,26 | 694.661 | ||
| Empeoramiento del RCV | 4.321 (2,4) | 1.455.720 (614) | 15,40 (14,28-16,52) | 16 (7-48) | 42,50 ± 62,11 | 26.098 | ||
| Mejora del RCV | 3.422 (1,9) | 1.158.667 (461) | 14,52 (13,30-15,75) | 15 (7-46,5) | 41,77 ± 63,87 | 19.257 | ||
| SCORE estable ≥ 4% | 4.896 (2,7) | 1.662.065 (630) | 13,84 (12,83-14,84) | 20,5 (8-56) | 50,55 ± 70,08 | 31.846 | ||
| Contingencias profesionales | ||||||||
| Evolución del RCV | 179.186 | < 0,001 | < 0,001 | 291.073 | ||||
| SCORE estable < 4% | 166.547 (92,9) | 58.600.991 (10.916) | 6,80 (6,68-6,92) | 12 (7-26) | 24,07 ± 35,71 | 262.769 | ||
| Empeoramiento del RCV | 4.321 (2,4) | 1.509.893 (347) | 8,39 (7,54-9,23) | 14 (7-28) | 27,20 ± 39,34 | 9.439 | ||
| Mejora del RCV | 3.422 (1,9) | 1.199.890 (260) | 7,91 (6,99-8,83) | 14 (7-29,75) | 27,50 ± 40,85 | 7.150 | ||
| SCORE estable ≥ 4% | 4.896 (2,7) | 1.711.338 (362) | 7,72 (6,96-8,48) | 17 (9-37) | 32,36 ± 41,25 | 11.715 | ||
| Enfermedad cardiovascular | ||||||||
| Evolución de RCV | 179.186 | < 0,001 | 0,001 | 17.063 | ||||
| SCORE estable < 4% | 166.547 (92,9) | 60.762.546 (142) | 0,09 (0,07-0,10) | 44,5 (16-116,25) | 72,80 ± 72,87 | 10.337 | ||
| Empeoramiento del RCV | 4.321 (2,4) | 1.570.867 (34) | 0,79 (0,53-1,05) | 58 (19,75-96) | 68,47 ± 61,07 | 2.328 | ||
| Mejora del RCV | 3.422 (1,9) | 1.246.730 (13) | 0,38 (0,17-0,59) | 59 (24-116) | 85,15 ± 80,54 | 1.107 | ||
| SCORE estable ≥ 4% | 4.896 (2,7) | 1.782.308 (28) | 0,57 (0,36-0,79) | 99,5 (33,75-199) | 117,54 ± 98,78 | 3.291 | ||
DE: desviación estándar; IC95%: intervalo de confianza del 95%; RCV: riesgo cardiovascular.
Como se muestra en la figura 2, tras un ajuste respecto a las covariables, el cambio del perfil de RCV a 1 año continuó presentando una asociación significativa con el número total de días de incapacidad temporal al final del estudio (p < 0,001). Los participantes con un RCV estable < 4% en los 2 exámenes médicos ordinarios tuvieron menos días de incapacidad temporal que los participantes con un RCV estable ≥ 4% (figura 2). El grupo de participantes que presentaron una mejora del nivel de RCV, pasando de ≥ 4% a < 4%, también tuvo menos días de incapacidad temporal durante el seguimiento que los participantes con un SCORE estable ≥ 4%. Esta disminución se observó en el grupo total de episodios de incapacidad temporal (RR = 0,91; IC95%, 0,84-0,98), en los episodios por contingencias comunes (RR = 0,89; IC95%, 0,82-0,96) y en la incapacidad temporal debida a ECV (RR = 0,66; IC95%, 0,61-0,71), pero no en la incapacidad temporal por contingencias profesionales (RR = 0,96; IC95%, 0,87-1,05). En cambio, el grupo de participantes con empeoramiento de su RCV no presentó diferencias respecto a aquellos con SCORE estable ≥ 4% en cuanto a incapacidad temporal por contingencias comunes y profesionales (p ≥ 0,05), pero sí mostró un aumento de la incapacidad temporal debida a ECV durante el seguimiento (RR = 1,10; IC95%, 1,04-1,17). El ahorro medio por participante en cuanto al subsidio por enfermedad asociado a la mejora del RCV se estimó en 40,03 euros por año (± 1.766,37). Si se extrapola al conjunto de la población laboral española con RCV ≥ 4%, el posible ahorro asciende a 52.026.686,80 euros por año (IC95%, 80.084.480,40-1.503.558,30).
Asociación de la tendencia del riesgo cardiovascular a 1 año (365 ± 90 días) con el número total de días de incapacidad temporal durante el seguimiento de 1 año tras la segunda evaluación de su RCV (SCORE). Análisis de regresión de Poisson (corrección de error estándar). RCV: riesgo cardiovascular.
En la tabla 3 se muestran los porcentajes de participantes con diferencias en los FRCV y el estilo de vida, comparando a los que tuvieron una mejora de su RCV con los que no. Estos datos ponen de manifiesto unos porcentajes significativamente superiores entre los participantes con mejora del RCV en todos los parámetros evaluados. La única excepción fue el estilo de vida (dieta y ejercicio físico), que mostró una tendencia positiva pero sin alcanzar significación estadística.
Diferencias en el porcentaje de participantes con cambios de los factores de RCV entre la primera y la segunda evaluación del RCV de los participantes con y sin mejora del perfil de RCV de SCORE ≥ 4% a < 4%
| Variable | N | Participantes con mejora del perfil de RCV | Participantes sin mejora del perfil de RCV | p* |
|---|---|---|---|---|
| Porcentaje de fumadores que dejan de fumar | 5.777 | 22,5 | 5,3 | < 0,001 |
| Porcentaje de participantes con presión arterial alta en la primera evaluación médica pero no en la segunda | 6.825 | 36,4 | 10,4 | < 0,001 |
| Porcentaje de participantes con hipertensión sin tratamiento en la primera evaluación y con medicación antihipertensiva en la segunda | 5.688 | 18,3 | 14,3 | < 0,001 |
| Porcentaje de participantes que reducen sus colesterol total (≤ 200 mg/dl) | 6.964 | 22,5 | 13,2 | < 0,001 |
| Porcentaje de participantes que reducen su cLDL (≤ 160 mg/dl) | 3.447 | 55,1 | 40,2 | < 0,001 |
| Porcentaje de participantes que aumentan su cHDL (> 40 mg/dl [varones] o > 50 mg/dl [mujeres]) | 1.142 | 69,5 | 72,2 | 0,314 |
| Porcentaje de participantes que reducen sus triglicéridos (≤ 200 mg/dl) | 2.003 | 53,4 | 38,8 | < 0,001 |
| Porcentaje de participantes con dislipemia sin tratamiento en la primera evaluación y con medicación hipolipemiante en la segunda | 6.873 | 12,1 | 6,8 | < 0,001 |
| Intervalos de valores del índice de masa corporal | ||||
| Porcentaje de participantes con sobrepeso en la primera evaluación y peso normal en la segunda | 3.652 | 10,2 | 8,1 | 0,027 |
| Porcentaje de participantes obesos en la primera evaluación y sin obesidad en la segunda | 2.503 | 18,5 | 15,5 | 0,046 |
| Porcentaje sin dieta en la primera evaluación y con una dieta específica en la segunda | 1.566 | 11,1 | 9,4 | 0,267 |
| Ejercicio físico | ||||
| Porcentaje de participantes que antes no realizaban ejercicio físico alguno y empezaron a realizarlo en cierto grado | 1.074 | 20,3 | 20,3 | 0,981 |
| Porcentaje de participantes que realizaban ejercicio físico menos de 2 h/semana en la primera evaluación y al menos 2 h/semana de ejercicio en la segunda | 1.241 | 16,1 | 16,9 | 0,711 |
cHDL: colesterol unido a lipoproteínas de alta densidad; cLDL: colesterol unido a lipoproteínas de baja densidad; RCV: riesgo cardiovascular.
En el análisis de las asociaciones entre la evolución de los FRCV y la incapacidad temporal, la evolución del consumo de tabaco mostró una asociación uniforme con la incapacidad temporal (tabla 4). Los trabajadores que dejaron de fumar entre los 2 exámenes médicos presentaron menos riesgo de incapacidad temporal que los que continuaron fumando (RR = 0,88; IC95%, 0,84-0,92), aunque el riesgo siguió siendo más bajo aún para los pacientes no fumadores en ambos exámenes médicos (RR = 0,82; IC95%, 0,81-0,84). Se observó la misma tendencia en la incapacidad temporal no relacionada con el trabajo y la incapacidad temporal debida a ECV, pero no en la incapacidad temporal relacionada con el trabajo.
Asociaciones entre la tendencia del factor de RCV a 1 año (365 ± 90 días) y el número total de días de incapacidad temporal durante el seguimiento de 1 año tras la segunda evaluación de su RCV (sistema SCORE), con estratificación según la causa de la incapacidad temporal. Análisis de regresión de Poisson (corrección del error estándar) ajustado por sexo, edad, profesión e incapacidad temporal previa
| N | Cualquier causa | No relacionado con el trabajo | Relacionado con el trabajo | Enfermedades cardiovasculares | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| RR (IC95%) | p | RR (IC95%) | p | RR (IC95%) | p | RR (IC95%) | p | ||
| Evolución del consumo de tabaco | 173.651 | ||||||||
| No fumadores | 89.039 | 0,82 (0,81-0,84) | < 0,001 | 0,83 (0,81-0,84) | < 0,001 | 0,82 (0,80-0,85) | < 0,001 | 0,41 (0,40-0,43) | < 0,001 |
| Nuevos fumadores o recaídas | 4.384 | 0,90 (0,84-0,96) | 0,001 | 0,89 (0,83-0,95) | 0,001 | 0,93 (0,86-1,00) | 0,060 | 0,13 (0,10-0,16) | < 0,001 |
| Exfumadores | 7.856 | 0,88 (0,84-0,92) | < 0,001 | 0,85 (0,80-0,89) | < 0,001 | 0,96 (0,91-1,02) | 0,164 | 0,56 (0,51-0,61) | < 0,001 |
| Siempre han fumado | 72.372 | 1 | 1 | 1 | 1 | ||||
| Evolución de la hipertensión | 173.651 | ||||||||
| Ausencia de hipertensión | 118.945 | 0,92 (0,89-0,95) | < 0,001 | 0,90 (0,87-0,93) | < 0,001 | 0,97 (0,93-1,00) | 0,080 | 0,35 (0,34-0,37) | < 0,001 |
| Ausencia de hipertensión en la primera evaluación/presión arterial ≥ 140/90mmHg y sin tratamiento antihipertensivo en la segunda evaluación | 14.935 | 0,94 (0,90-0,98) | 0,004 | 0,89 (0,85-0,94) | < 0,001 | 1,04 (0,99-1,10) | 0,085 | 0,44 (0,41-0,47) | < 0,001 |
| Ausencia de hipertensión en la primera evaluación/presión arterial ≥ 140/90mmHg, y tratamiento antihipertensivo en la segunda evaluación | 127 | 0,88 (0,62-1,24) | 0,455 | 0,86 (0,59-1,25) | 0,424 | 0,93 (0,62-1,40) | 0,732 | 0,00 (0,00-.b) | 1,000 |
| Hipertensión en la primera evaluación/presión arterial < 140/90mmHg, y tratamiento antihipertensivo en la segunda evaluación | 2.254 | 1,20 (1,11-1,30) | < 0,001 | 1,24 (1,14-1,35) | < 0,001 | 1,10 (0,99-1,21) | 0,085 | 0,59 (0,52-0,67) | < 0,001 |
| Hipertensión en la primera evaluación/presión arterial < 140/90mmHg y sin tratamiento antihipertensivo en la segunda evaluación | 14.511 | 0,98 (0,94-1,02) | 0,321 | 0,94 (0,89-0,98) | 0,008 | 1,08 (1,03-1,13) | 0,003 | 0,60 (0,57-0,64) | < 0,001 |
| Hipertensión en la primera evaluación/presión arterial ≥ 140/90mmHg y tratamiento antihipertensivo en la segunda evaluación | 4.533 | 1,21 (1,14-1,28) | < 0,001 | 1,27 (1,20-1,36) | < 0,001 | 1,03 (0,96-1,11) | 0,374 | 1,41 (1,33-1,49) | < 0,001 |
| Hipertensión en la primera evaluación/presión arterial ≥ 140/90mmHg y sin tratamiento antihipertensivo en la segunda evaluación | 18.346 | 1 | 1 | 1 | 1 | ||||
| Evolución de la dislipemia | 173.651 | ||||||||
| Ausencia de dislipemia | 50.446 | 0,97 (0,95-0,99) | 0,014 | 0,99 (0,97-1,02) | 0,500 | 0,91 (0,89-0,94) | < 0,001 | 0,45 (0,42-0,47) | < 0,001 |
| Ausencia de dislipemia en la primera evaluación/valores lipídicos no controlados y tratamiento hipolipemiante en la segunda evaluación | 123 | 0,66 (0,43-1,02) | 0,059 | 0,52 (0,30-0,90) | 0,018 | 0,94 (0,64-1,40) | 0,773 | 0,00 (0,00-.b) | 1,000 |
| Ausencia de dislipemia en la primera evaluación/valores lipídicos no controlados y sin tratamiento hipolipemiante en la segunda evaluación | 16.752 | 0,96 (0,92-0,99) | 0,016 | 0,96 (0,93-1,00) | 0,065 | 0,94 (0,90-0,98) | 0,002 | 0,44 (0,40-0,47) | < 0,001 |
| Dislipemia en la primera evaluación/valores lipídicos controlados y tratamiento hipolipemiante en la segunda evaluación | 3.981 | 1,03 (0,96-1,09) | 0,407 | 1,15 (1,08-1,23) | < 0,001 | 0,72 (0,66-0,79) | < 0,001 | 0,98 (0,90-1,05) | 0,532 |
| Dislipemia en la primera evaluación/valores lipídicos controlados y sin tratamiento hipolipemiante en la segunda evaluación | 27.994 | 1,03 (1,00-1,06) | 0,025 | 1,05 (1,02-1,08) | 0,002 | 0,99 (0,95-1,02) | 0,448 | 1,09 (1,04-1,14) | < 0,001 |
| Dislipemia en la primera evaluación/valores lipídicos no controlados y tratamiento hipolipemiante en la segunda evaluación | 34 | 0,75 (0,35-1,60) | 0,463 | 0,40 (0,13-1,26) | 0,116 | 1,54 (0,85-2,77) | 0,152 | 0,00 (0,00-.b) | 1,000 |
| Dislipemia en la primera evaluación/valores lipídicos no controlados y sin tratamiento hipolipemiante en la segunda evaluación | 74.321 | 1 | 1 | 1 | 1 | ||||
IC95%: intervalo de confianza del 95%; RCV: riesgo cardiovascular; RR: rate ratio.
Los resultados relativos a la asociación entre la evolución de la hipertensión y la incapacidad temporal fueron mixtos (tabla 4). Los pacientes hipertensos en el primer examen médico que en la segunda evaluación estaban en tratamiento antihipertensivo presentaron un aumento del riesgo de incapacidad temporal por cualquier causa, independientemente de que tuvieran hipertensión en la segunda visita o no (RR = 1,20; IC95%, 1,11-1,30 para la ausencia de hipertensión; RR = 1,21; IC95%, 1,14-1,28 para la hipertensión en la segunda visita). Se observó la misma tendencia en la incapacidad temporal por contingencias comunes. En cambio, los pacientes con hipertensión en el primer examen médico y tratados con medicación antihipertensiva en el segundo presentaron una reducción del riesgo de incapacidad temporal debida a ECV si la presión arterial se había controlado satisfactoriamente (RR = 0,59; IC95%, 0,52-0,67), pero no si la presión arterial continuaba siendo ≥ 140/90mmHg (RR = 1,41; IC95%, 1,33-1,49). Los resultados relativos a la evolución de la dislipemia fueron también heterogéneos (tabla 4).
DISCUSIÓNEl principal resultado del presente estudio es la disminución de la incapacidad temporal entre los participantes que obtuvieron una mejora de su perfil de RCV ≥ 4% a < 4%, según lo determinado con el sistema SCORE durante el periodo de seguimiento de 1 año. Esta reducción de la incapacidad temporal se observó en la incapacidad por contingencias comunes y en la debida a ECV. La asociación de la reducción del RCV con la disminución de la incapacidad temporal continuó siendo significativa tras ajustar por sexo, edad, profesión, consumo de tabaco e incidencia de incapacidad temporal previa.
Nuestros resultados indican que los cambios favorables en los FRCV están relacionados con una reducción de la incapacidad temporal en un seguimiento de 1 año. La mejora del perfil de RCV fue consecuencia de que un mayor porcentaje de participantes en el segundo examen médico hubieran logrado controlar la presión arterial y las concentraciones de colesterol total, colesterol unido a lipoproteínas de baja densidad y triglicéridos y dejar de fumar. Los porcentajes de participantes con hipertensión tratados con fármacos antihipertensivos y participantes con dislipemia que recibían tratamiento hipolipemiante aumentaron también en este grupo 1 año después de la evaluación inicial. Se observó una asociación sistemática entre el consumo de tabaco y la incapacidad temporal, de tal manera que el nivel de riesgo más bajo era el de los no fumadores en ambos exámenes y el riesgo máximo, el de los que eran fumadores en ambas ocasiones. El control de la presión arterial de los participantes hipertensos se asoció con una disminución del riesgo de incapacidad temporal causada por ECV. En cambio, la asociación uniforme observada entre el tratamiento antihipertensivo y el aumento del riesgo de incapacidad temporal por cualquier causa (y más específicamente con la no relacionada con el trabajo) indica que la prescripción de medicación antihipertensiva se podría considerar marcador de la gravedad (los fármacos antihipertensivos se prescribían solo en los casos más graves). De ser cierto, podría indicar la necesidad de modificar las prácticas de prescripción actuales, en especial cuando los pacientes son teóricamente «jóvenes y sanos». Nuestros resultados respecto a la evolución de la dislipemia son complejos y podrían deberse al bajo número de participantes tratados con medicación hipolipemiante.
Los datos de este estudio ponen de manifiesto también que la incapacidad temporal por contingencias comunes y profesionales entre los participantes con empeoramiento de su RCV, de < 4% a ≥ 4%, fue similar a la observada en los participantes cuyo riesgo se mantuvo estable en ≥ 4%. Además, la incapacidad temporal debida a ECV de nuevo inicio aumentó durante el seguimiento de 1 año en este grupo. Estas observaciones deberán alentar a los prestadores de asistencia sanitaria laboral a centrarse en programas de promoción de la salud no solo para participantes de alto RCV, sino también para los de bajo riesgo que podrían sufrir un empeoramiento5.
Se han propuesto varios mecanismos para explicar la relación entre el RCV y la incapacidad temporal no relacionada con la ECV: la asociación del RCV con estados proinflamatorios y protrombóticos, que puede contribuir a que se produzcan diversas enfermedades no ECV (p. ej., enfermedades respiratorias, reumáticas o infecciosas); las conductas de riesgo para la salud que son factores de riesgo de otras enfermedades, y un hipotético tipo de personalidad subyacente asociado con el riesgo8.
En un estudio previo, se observó que el RCV elevado se asocia con un coste enorme por lo que respecta a la incapacidad temporal en la población laboral8. Los resultados que se presentan aquí indican que estos costes podrían reducirse significativamente a corto plazo si se mejorara satisfactoriamente el RCV. Estos resultados son coherentes con los de un estudio previo sobre los cambios en los costes de asistencia sanitaria, farmacia y discapacidad de corta duración en los participantes del sector industrial que mejoraron su estado en cuanto al síndrome metabólico5. La investigación previa no siempre ha demostrado una reducción de la incapacidad temporal como consecuencia de la modificación del estilo de vida17. Las razones de esta discrepancia observada respecto a los resultados que se presentan aquí podrían ser las diferencias en las variables explicativas (RCV estimado o parámetros de estilo de vida) o en la metodología de los estudios. En la mayoría de los casos, la evidencia científica se obtuvo en poblaciones seleccionadas o se basó exclusivamente en datos presentados por los propios pacientes17. Si se confirmaran estos resultados, la reducción de los costes de incapacidad temporal debería añadirse a la disminución de la incidencia de incapacidades y de la mortalidad, que se asocia a mejora del control de los FRCV en la mayor parte de los países desarrollados18.
Es importante señalar que, en nuestra experiencia, el 40% de los participantes con un perfil de RCV elevado en la situación basal mostraron una mejora 1 año después. En los demás individuos, el perfil de RCV se mantuvo en un valor ≥ 4%. Además, el número de trabajadores con SCORE ≥ 4% en el segundo examen médico aumentó como consecuencia de los más de 4.000 participantes que pasaron de la categoría de riesgo < 4% a la de ≥ 4%. Estos resultados indican claramente la necesidad de mejorar el nivel de intervención utilizado en los trabajadores; los programas de promoción de la salud en el lugar de trabajo pueden ser útiles para este fin17. Los cambios en el estilo de vida son un aspecto crucial en la reducción del RCV19, y la disminución significativa de los costes derivados de episodios de incapacidad temporal asociada con una mejora del perfil de RCV es notable.
Puntos fuertes y limitacionesLos puntos fuertes de este estudio incluyen el diseño prospectivo, con 2 evaluaciones consecutivas del RCV y los FRCV en una muestra amplia de la población laboral española. Los datos relativos a la incapacidad temporal se basaron en registros oficiales de la mutua colaboradora con la Seguridad Social Ibermutuamur y la asociación entre la evolución del RCV y la incapacidad temporal se evaluó también prospectivamente. En el estudio ICARIA, los FRCV fueron evaluados por médicos con una capacitación específica, siguiendo un protocolo riguroso con medidas objetivas y entrevistas estructuradas. Además, la cohorte del estudio ICARIA puede considerarse representativa de la población laboral de España9.
Las limitaciones del estudio se deben principalmente al uso del sistema SCORE, que pueden sobrestimar el RCV de los individuos de más de 65 años o los más jóvenes. Otra limitación es que en esos gráficos no se incluyen variables importantes, como los antecedentes familiares de enfermedad coronaria de inicio temprano, intolerancia a la glucosa e hipertrigliceridemia. Además, en este análisis no se incluyeron factores como la frecuencia cardiaca, y falta información respecto al tipo específico y la posología de los fármacos prescritos a cada paciente. La media de edad fue significativamente diferente en los distintos grupos de evolución del RCV, aunque en los análisis de regresión se introdujo un ajuste respecto a ello. El seguimiento de 1 año del presente estudio podría haber sido demasiado corto. De ser así, se podría plantear la hipótesis de que la asociación del RCV con la incapacidad temporal descrita aquí podría haberse subestimado. Por último, no se puede descartar la idea de que los trabajadores que acudieron a las 2 evaluaciones médicas consecutivas estuvieran especialmente concienciados respecto a la salud y, por lo tanto, constituyeran una población seleccionada. De hecho, los datos que se presentan en la figura 1 apuntan a que hay diferencias entre los participantes que acudieron a 1 evaluación médica y los que acudieron a más de 1 evaluación; sin embargo, estas observaciones indican que estos últimos tenían una salud significativamente peor.
CONCLUSIONESLa estabilidad o la mejora del nivel de RCV durante un periodo de 1 año, estimado con las tablas del sistema SCORE para países europeos de riesgo bajo, mostró una asociación significativa con una incapacidad temporal no relacionada con el trabajo más corta y un menor número de incapacidades debidas a ECV durante el posterior seguimiento de 1 año. Serán necesarios nuevos estudios para determinar si los programas de promoción de la salud en el lugar de trabajo tienen una relación coste-efectividad favorable.
FINANCIACIÓNEste estudio se financió con una subvención de un proyecto de investigación (FIS PI12/02812) del Instituto de Salud Carlos III y el Ministerio de Economía y Competitividad de España.
CONFLICTO DE INTERESESNinguno.
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Los FRCV tienen alta prevalencia en la población laboral española.
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Más del 6% de los trabajadores españoles tienen un RCV ≥ 4%.
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El RCV de los pacientes asintomáticos muestra una asociación significativa con la duración y el coste de la incapacidad temporal debida a causas cardiovasculares y no cardiovasculares.
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Una reducción del RCV se traduce en una reducción de la incapacidad temporal.
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Esta reducción podría explicarse por el abandono del tabaco y el control de la presión arterial y las concentraciones de lípidos.
Los autores dan las gracias a Joan Minguet, Katherine Smith y Helen Sims del Institute for Research and Medicine Advancement por la ayuda editorial prestada en la elaboración de este manuscrito.