nueva página del texto (beta)
Español (pdf)
Articulo en XML
Traducción automática
Citado por SciELO 
Citado por Google 
Similares en
SciELO 
Similares en Google 
Permalink
Chile posee actualmente 17,5% de personas de 60 años y más1, quienes, en promedio, pueden alcanzar una expectativa de vida cercana a los 81 años2. Este escenario demográfico conlleva diversos desafíos, uno de los cuales se asocia al fenómeno de la dependencia funcional, especialmente entre los más envejecidos. Según datos nacionales, el 14,4% de la población mayor es dependiente, cifra que se incrementa a casi 40% en la población de 80 y más años1.
La mayoría de los cuidados requeridos por este grupo son provistos por los familiares más cercanos al interior del hogar –pareja e hijos–, lo que se explica por la preferencia de los dependientes a permanecer en sus propias residencias, al alto costo de los cuidados formales y la relevancia de la familia en la sociedad latinoamericana, observándose, además, una carencia de estructuras alternativas provistas por el Estado o el mercado3.
Por lo general, los cuidadores informales no reciben remuneración económica por esta tarea4, ni tampoco cuentan con la formación para los diferentes cuidados que proveen5. Así, el cuidado puede llegar a convertirse en una tarea muy exigente, provocando tensión física, fatiga, desgaste emocional o estrés6,7, lo que en situaciones extremas puede dar paso al llamado “síndrome del cuidador”, donde el individuo se siente incapaz de afrontar todas las responsabilidades que le exige el cuidado, llegando a una situación de sobrecarga que compromete su bienestar, y que puede desencadenar alteraciones en su salud física y emocional8.
En esta línea, varios son los estudios que se han realizado para determinar si proveer cuidado informal se asocia negativamente con la salud tanto física como mental del cuidador, lo cual ha sido ampliamente confirmado por varios de estos estudios, destacando algunas revisiones sistemáticas y metaanálisis efectuados6,9,10. En el caso particular de América Latina, si bien la evidencia existente es aún escasa, esta también sugiere que el cuidado compromete la salud de quien cuida5,11–14. Ahora bien, uno de los problemas que se suscita al intentar estudiar la relación entre cuidado informal y salud, es que ser cuidador no es algo que se dé aleatoriamente en la población, existiendo un sesgo de selección6,15,16. Ser cuidador depende, entre otras cosas, de la habilidad del potencial cuidador para proveer cuidado, o del tiempo disponible para realizar esta tarea. Ello sugiere, por ejemplo, que las mujeres o personas con menor nivel socioeconómico –quienes a su vez están asociados con peores niveles de salud– tengan mayor probabilidad de desempeñar este rol15.
Algunos estudios recientes han utilizado métodos cuasi experimentales- tales como análisis de propensity score, regresiones discontinuas, modelos de diferencia en diferencia, entre otros- para eliminar el sesgo de selección en las estimaciones del efecto del cuidado causado por factores no observados y así permitir la inferencia causal16–20. Es decir, estos métodos permiten asegurar que el efecto del cuidado en la salud es causado netamente por la entrega de este cuidado y no por otros factores21.
En este contexto, el objetivo de este estudio es doble. Por una parte, se busca describir las características sociodemográficas de los cuidadores informales de personas mayores en Chile, para luego, mediante el método de matching a través de propensity score, evaluar el efecto de proveer cuidado informal en la salud de los cuidadores.
Material y Método
Fuente de datos
El análisis estadístico se realizó en base a los datos de la Encuesta de Caracterización Socioeconómica del año 2015 (CASEN). Esta encuesta fue aplicada a un total de 83.887 hogares residentes en 324 comunas de las 15 regiones del país, recolectando información sobre 266.968 personas.
CASEN ha incorporado preguntas que permiten caracterizar la dependencia funcional, basada en las actividades básicas e instrumentales de la vida diaria. Asimismo, incluye la pregunta s35a. “Debido a su estado de salud, ¿alguna persona del hogar le presta ayuda para realizar esta(s) actividad(es)?”. En base a ellas, se identificaron como cuidadores informales de personas mayores a todo individuo de 15 años o más que se identificaba como quien presta ayuda a una persona en el hogar de 60 años o más, calificado como dependiente funcional. En términos numéricos, de las 49.534 personas de 60 años o más incluidas en CASEN 2015, 7.098 fueron clasificadas con algún nivel de dependencia. De este total, solamente 5.099 mencionaron recibir ayuda por parte de algún miembro del hogar mayor de 15 años (cuidador informal). Posteriormente, se chequeó la información disponible de estos cuidadores informales, reduciéndose finalmente la muestra a 4.313 casos. Específicamente se eliminaron los casos en que la persona mayor dependiente se identificaba a sí misma como quien se presta ayuda. También se excluyeron los casos donde la persona que le presta ayuda era “no familiar” o era “servicio doméstico puertas adentro”. Por último, en los hogares donde existían más de dos personas mayores dependientes, ayudadas por el mismo cuidador, se incluyó información únicamente del dependiente con mayor gravedad.
Análisis estadístico
Como se señaló, este estudio busca caracterizar a los cuidadores informales de personas mayores dependientes, y a su vez, evaluar el efecto de desempeñar este rol en la salud propia. Para ello, en primer lugar, se estimaron estadísticos descriptivos (porcentajes y medias), comparando las características de los cuidadores informales versus el resto de la población que no desempeña este rol.
En segundo lugar, se trabajó con la metodología de matching a través de propensity score, que es una técnica ampliamente utilizada para estimar efectos de tratamiento22. Básicamente, esta técnica produce dos grupos balanceados, uno de cuidadores y otro de no cuidadores. Para ello se calcula en primer lugar las probabilidades de ser cuidador informal, a partir de un modelo logístico, que en este caso incluyó las covariables: sexo, edad, estado civil, educación, ocupación e ingreso. Estos resultados son transformados en una puntuación (score) que resume la información de todas las covariables previamente mencionadas, y que es utilizada para seleccionar para cada cuidador (grupo “tratado”) un individuo que posea una puntuación similar pero que no es cuidador (grupo “control o no tratado”).
Finalmente, se estima el efecto promedio del tratamiento (average treatment effect), es decir, el efecto de ser cuidador informal versus no ser cuidador sobre la salud, medida a través de la pregunta s13. “En una escala de 1 a 7, donde 1 corresponde a muy mal y 7 a muy bien, ¿qué nota le pondría a su estado de salud actual?”. Dicha pregunta fue dicotomizada en 0: mala y regular salud (nota 1 a 5) y 1: buena o excelente salud (nota 6 y 7). La hipótesis detrás es que dado dos individuos cuyas características observables son tan similares entre sí como sea posible, cualquier diferencia en su percepción de salud es atribuible al efecto de proveer cuidado.
Para realizar estas estimaciones, se trabajó con el programa estadístico StataCorp. 2015 software estadístico Stata versión 14,(StataCorp LP, College Station, TX, USA), a través del comando teffects psmatch, el que permite estimar el efecto promedio del tratamiento (ATE) y el efecto promedio del tratamiento sobre el tratado (ATET) a partir de los datos emparejados por la metodología de propensity score. La diferencia entre usar ATE o ATET es que en el primer caso se busca emparejar todos los casos de una muestra (tanto los tratados como los controles), mientras que ATET solo busca emparejar los casos “tratados”. Con ello, dado que en esta ocasión se está trabajando con una base de datos grande, es decir, con muchas observaciones, se optó por la segunda opción, es decir, se utilizó la opción ATET, con errores estándar robustos y con un caliper de 0,01.
Resultados
Tal como previamente se señaló, 4.313 personas fueron clasificadas como cuidadores informales de personas mayores en CASEN 2015. De estos, 44,5% eran hijos/as y 33,6% parejas (Tabla 1). Se observó, además, que la mayoría de los cuidadores eran mujeres (66,8%), con una media de edad de 56,5 años (SD = 16,14). La mitad de estos cuidadores tenía pareja y un tercio era soltero/a. El 43,4% tenía educación básica o menos, y solo 15,4% educación superior. En cuanto a la ocupación, la amplia mayoría (61,1%) era inactivo, pero también destacaba que cerca de un tercio señalaba estar ocupado. En cuanto a la media de ingreso, esta era de $305.877 (SD = $442.605). En todas estas variables sociodemográficas se observaron diferencias estadísticamente significativas entre los cuidadores informales y los no cuidadores (Tabla 2).
Tabla 1 Parentesco cuidador informal con persona mayor dependiente (n = 4.313)
| Porcentaje | |
|---|---|
| Pareja | 33,6% |
| Hijo/a | 44,5% |
| Yerno/Nuera | 5,8% |
| Nieto/a | 5,0% |
| Hermano/a | 3,6% |
| Otro familiar | 7,6% |
Tabla 2 Características cuidadores informales versus no cuidadores1
| Cuidadores informales n = 4.313 | No cuidadores n = 208.417 | p value | ||
|---|---|---|---|---|
| Sexo | Mujer | 2.880 (66,8%) | 109.926 (52,7%) | < 0,05 |
| Hombre | 1.433 (33,2%) | 98.497 (47,3%) | ||
| Edad | Media (SD) | 56,5 (16,14) | 43,9 (19,15) | < 0,05 |
| Estado civil | Con pareja (casado/conviviente) | 2.366 (54,9%) | 105.735 (50,7%) | < 0,05 |
| Separado/anulado/divorciado | 397 (9,2%) | 14.043 (6,7%) | ||
| Viudo/a | 168 (3,9%) | 12.791 (6,1%) | ||
| Soltero/a | 1.382 (32,0%) | 75.848 (36,4%) | ||
| Educación | Básica o menos | 1.866 (43,4%) | 61.103 (29,4%) | < 0,05 |
| Media | 1.776 (41,3%) | 95.670 (46,0%) | ||
| Superior | 662 (15,4%) | 51.265 (24,6%) | ||
| Ocupación | Ocupados | 1.534 (35,6%) | 108.965 (52,3%) | < 0,05 |
| Desocupados | 143 (3,3%) | 8.812 (4,2%) | ||
| Inactivos | 2.636 (61,1%) | 90.640 (43,5%) | ||
| Ingreso2 | Media (SD) | $305.877 ($447.453) | $442.605 ($732.169) | < 0,05 |
1Se comparan datos de personas de 15 años o más.
2Corresponde al ingreso autónomo corregido.
La Tabla 3 muestra las diferencias estandarizadas de las covariables utilizadas para la estimación del propensity score, comparando dichas diferencias antes y después del matching. Los resultados de la muestra emparejada indicaron que la coincidencia en el propensity score estimado equilibró las covariables. Las diferencias estandarizadas fueron todas cercanas a cero y las relaciones de varianza fueron cercanas a uno.
Tabla 3 Diferencias estandarizadas muestra pre y post matching
| Standardized Differences | Variance Ratio | |||
|---|---|---|---|---|
| Raw | Matched | Raw | Matched | |
| Mujer | 0,2452 | -0,0074 | 0,9817 | 1,002 |
| Edad | 0,6083 | 0,0244 | 0,8314 | 0,9623 |
| Tiene pareja | -0,0791 | -0,0397 | 1,010 | 1,003 |
| Educación básica | 0,2167 | -0,0097 | 1,156 | 0,9958 |
| Inactivo | 0,4775 | -0,0148 | 1,451 | 0,9962 |
| Ingreso | -0,2505 | 0,0371 | 0,5424 | 1,225 |
La Figura 1 también muestra el ajuste del matching, comparando la distribución del grupo cuidador y no cuidador antes y después del emparejamiento, observándose que los datos estaban equilibrados, por tanto, las distribuciones de los grupos control-tratamiento se equipararon.
Finalmente, la Tabla 4 muestra el efecto promedio del tratamiento, es decir, el efecto de ser cuidador informal versus no serlo, sobre la autopercepción de salud. El ATET fue significativo estadísticamente (p < 0,05): ser cuidador informal de una persona mayor dependiente reduce la probabilidad de percibirse con una buena o excelente salud en comparación con una persona que no es cuidador.
Discusión
El objetivo de este estudio era, en primer lugar, describir quiénes son los cuidadores informales de personas mayor con dependencia en Chile. Tal y como otros estudios realizados en la región previamente lo evidencian, la responsabilidad de proveer cuidados recae principalmente en mujeres –hijas o parejas–, de mediana edad, con bajos niveles educativos y de ingresos y que no tienen un trabajo remunerado12,13,23,24,25. Con ello, se confirma la idea de que proveer cuidado informal no se distribuye de manera aleatoria en la población; más bien, las personas pertenecientes a ciertos grupos más vulnerables tienen mayor probabilidad de asumir dicha tarea.
Asimismo, una vez que se ha controlado este sesgo de selección, se confirma que proveer cuidado a una persona mayor dependiente tiene un efecto negativo sobre la salud de los cuidadores informales, lo que es consistente con otros estudios realizados en Europa y Estados Unidos de Norteamérica (EE.UU.)15,16,26,27. En el caso de Latinoamérica, hay que señalar que la mayoría de los estudios se han centrado, principalmente, en medir la asociación entre cuidado y salud del que cuida, siendo más bien escasos los estudios que evalúan el efecto causal entre ambos, con lo cual este artículo es un aporte a dicho vacío. Destaca el estudio de Hernández y Bigatti, quienes encuentran que el cuidar causa mayores niveles de depresión en una muestra de cuidadores mexicanos residentes en EE.UU.28.
En este punto, es importante destacar que, aunque en este estudio se utilizó solamente el indicador de percepción de la salud, es decir, solamente se trabajó con una variable subjetiva, distintos estudios han demostrado que existe una correlación entre este indicador y otros indicadores objetivos de salud, como la presencia de enfermedades crónicas o problemas de capacidad funcional29,30. De Zwart señala, además, que este indicador puede ser considerado como una medida que contiene en sí misma aspectos tanto de la salud física como mental15.
El cuidado es una tarea exigente, que produce elevados niveles de estrés, agotamiento emocional y sobrecarga en el cuidador, dando lugar a serias consecuencias para la salud. En el caso de la salud física, esta sobrecarga se asocia a la presencia de dolor muscular, seguido del cansancio físico y quejas cardiovasculares31,32. En el caso de la salud mental, se ve reflejado en una mayor presencia de problemas relacionados con ansiedad y depresión, pérdida de sensación de control y autonomía, peores estados anímicos, así como alteraciones en el sueño, apatía e irritabilidad25,33,34. En síntesis, el estado de salud global del cuidador se ve desfavorecido.
Avanzar, por tanto, en intervenciones que reduzcan el impacto negativo de cuidar es algo crucial, especialmente si se considera que el número de personas mayores seguirá en aumento. Los objetivos de estas deben apuntar, por una parte, a mejorar las competencias y estrategias de afrontamiento de los cuidadores, mediante, por ejemplo, capacitaciones en cuidados básicos, pero, también se debe reducir la cantidad de tiempo destinado al cuidado35. Si bien en Chile existen actualmente algunas iniciativas de esta naturaleza –tales como el Programa de Centros Diurnos del Adulto Mayor, el Programa de Cuidados Domiciliarios y el Fondo de Subsidio a los Establecimientos de Larga Estadía para Adultos Mayores–, la cobertura aún es limitada, por lo que los desafíos en materia de cuidado son algo en lo que aún se debe trabajar.
