Los códigos Z son un grupo de rúbricas diagnósticas de la Clasificación Internacional de Atención Primaria (CIAP)1 orientadas a condiciones sociales que influyen en el proceso salud-enfermedad. La utilización de estos códigos en Atención Primaria (AP) supone uno de los recursos2 para la visibilización de los determinantes sociales en la salud. Su uso puede favorecer la despatologización y desmedicalización3 de malestares de origen social4 que acuden a AP.

Esta investigación estudia si los códigos Z funcionan realmente como una herramienta para reflejar la situación social de la población atendida. Para ello, se analizó el uso de códigos Z en la historia clínica electrónica (HCE) de 90 centros de salud de dos Direcciones Asistenciales de la Comunidad de Madrid y la posible correlación de estos registros con la realidad socioeconómica de su población, medida mediante diferentes indicadores.

Estudio observacional, descriptivo, transversal, de tipo ecológico.

El ámbito del estudio fueron todos los centros de salud (n=90) correspondientes a dos Direcciones Asistenciales de AP (Centro y Noroeste) de la Comunidad de Madrid y sus respectivas zonas básicas de salud (ZBS) de referencia.

Como variable dependiente se estableció la proporción de pacientes con registros de códigos Z en su HCE, datos extraídos en 2016, actualizados hasta ese año. Para su obtención se utilizó la aplicación informática Consult@Web5 de AP-Madrid (programa informático del Servicio Madrileño de Salud).

Se estandarizó este indicador mediante el método indirecto de ajuste de tasas, considerando como estándar el conjunto de todos los centros, obteniendo para cada centro la razón estandarizada de registros de códigos Z (REZ) y neutralizando así el posible efecto de la composición por edades y sexos en el indicador.

Como variables independientes se seleccionaron dos indicadores socioeconómicos que reflejarían de forma objetiva las diferencias sociales entre las distintas ZBS.

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  La renta media disponible per cápita (RMD), en euros por año, actualizada para 2016 a partir de los datos obtenidos de los Institutos de Estadística de la Comunidad de Madrid y del Ayuntamiento de Madrid para los diferentes ámbitos territoriales6,7. Para simplificar este indicador se calculó la razón comparativa de renta (RCR) tras dividir la cantidad correspondiente a cada ZBS por la renta promedio del conjunto de la Comunidad de Madrid.

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  Y la proporción de inmigrantes económicos (PIE) sobre el total de población incluida en cada ZBS en el año 2016. Se trata de aquellas personas inmigrantes no procedentes de países de renta alta. Para su obtención se utilizó la aplicación informática Sistema de Información Geográfico de Indicadores de Salud (SIGIS)8.

Para analizar la posible variabilidad en el comportamiento de las variables consideradas se calcularon diferentes estadísticos: razón de variación cruda (RV), depurada (RV5-95) e intercuartílica (RV25-75) y el coeficiente de variación (CV).

Se comprobó la normalidad de las distribuciones (test de Kolmogorov-Smirnov) confirmando la no normalidad de las variables RCR y PIE, por lo que se procedió a su transformación logarítmica, respectivamente: LnRCR, LnIE.

Entran pues en el análisis como variable dependiente la REZ y como independientes LnRCR y LnIE. Se evaluó su correlación mediante un análisis de correlación y regresión lineal simple y múltiple.

El total de pacientes atendidos en los 90 centros incluidos durante el año 2016 fue de 1.920.124 (54,33% mujeres, 45,67% hombres). Para el global de pacientes se registraron un total de 153.607 episodios con códigos Z en 137.332 pacientes (67,29% mujeres, 32,71% hombres), suponiendo 1,12 episodios Z por paciente.

Con respecto a la prevalencia de códigos Z más registrados (tabla 1), se observa que los 5 primeros más frecuentes engloban las 3/4 partes (76,50%) del total de episodios registrados como Z.

Para cada centro de salud las REZ presentaron un rango entre 0,36 y 2,24, con una RV5-95 de 4,45 y un CV de 0,43, lo que traduce una gran variabilidad en la variable dependiente.

Con las variables independientes ocurre algo parecido (tabla 2).

Los análisis de correlación bivariantes (coeficiente de correlación de Pearson: R) se reflejan en la figura 1.

Figura 1.

Matriz de correlaciones bivariantes entre las variables consideradas.

REZ: razón estandarizada de registros Z; LnRCR: razón comparativa de renta (logaritmo); LnIE: proporción de inmigrantes económicos (logaritmo).

** La correlación (R) es significativa al nivel 0,01 (bilateral).

(0.1MB).

Se observan las correlaciones moderadas y estadísticamente significativas de la variable dependiente (REZ) con las independientes, siendo con la PIE de carácter directo (R=0,41) e inverso con RCR (R=−0,56), es decir, que a mayor renta disponible, menor proporción de registro de episodios Z en las HCE estudiadas.

Hay que tener en consideración la correlación existente entre las dos variables independientes por los problemas de colinealidad que pudiera generar.

El nivel de renta tan solo explicaría el 31,6% de la variabilidad observada (R2) en REZ. En el caso de la PIE el poder explicativo se reduce prácticamente a la mitad, un 16,9% (tabla 3).

En ambos casos se cumplen los supuestos de normalidad, independencia y homocedasticidad de los residuos.

Utilizando el método «enter» podemos constatar como la consideración de los inmigrantes económicos tan solo incrementará en un 2%, no resultando significativo el cambio (tabla 4), por lo que se decidió tener solamente en cuenta los niveles de renta.

Utilizando como estándar de referencia la RCR y la REZ como test, se observan baja sensibilidad y especificidad así como bajos valores predictivos. Una exactitud tan solo alrededor de la cuarta parte de los casos y la odds ratio diagnóstica muy próxima a 0, lo que indica alta clasificación errónea. Por tanto, se observa que en el ámbito estudiado, la validez de la HCE para la estimación de los problemas sociales en la población es muy baja (tabla 5).

Durante la recogida de datos ya se pudo objetivar que las mujeres acuden más a AP (54,33%), y además, que presentan mayor porcentaje (67,29%) de códigos Z o problemas sociales en su HCE. Este resultado es multicausal y debe continuar siendo estudiado en profundidad. Con respecto a que por cada paciente atendido se registre 1,12 códigos Z, indica que en una misma persona se asocian varias condiciones de vulnerabilidad9.

El código Z más frecuentemente codificado fue «Problemas con la inmigración/sociales/con la cultura». Esto puede ser reflejo de determinadas necesidades en salud de la población inmigrante10, así como la importancia de un abordaje intercultural en la consulta11. El segundo código Z más registrado fue «Problemas con la seguridad social/bienestar». Al igual que ocurre con el cuarto código más registrado «Otros problemas sociales», la gran variedad de situaciones que puede abarcar dicho código podrían ser desglosadas para una mayor concretización. El tercero más registrado, «Problemas con la vivienda», visibiliza la importancia de las condiciones de vivienda como determinante de la salud12.

Por último, el quinto código más registrado, y que con el sumatorio de los previos reúne más del 75% de los códigos Z registrados, es «Problemas de relación entre cónyuges/violencia psicológica (abuso, maltrato psicológico) por parte de la pareja o expareja». Siendo la violencia de género un problema de salud pública de origen machista, resulta esencial el abordaje comunitario e integral desde AP13.

Llama la atención, dentro de estos 5 primeros códigos Z más registrados, la ausencia del de «Desempleo/Paro (Z06)» teniendo en cuenta que la tasa de paro durante el 2016 estuvo entre el 14,60 y 16,81% en la Comunidad de Madrid (14,15-15,88% de hombres, 15,08-17,79% de mujeres)14 así como la evidencia científica que demuestra el impacto en la salud física y mental que produce el desempleo15.

Al estudiar la variabilidad de registro de códigos Z, se objetivó un CV muy alto que refleja la gran dispersión y por tanto alta variabilidad al codificar. En los resultados de la investigación se observa que a mayor renta disponible, menor proporción de registros de códigos Z en las HCE. No obstante, el nivel de renta tan solo explicaría el 31,6% de la variabilidad observada en estos registros. En la última sección de nuestros resultados, en la que se estima la renta media disponible como estándar de referencia del valor diagnóstico de la HCE para la estimación de los problemas sociales en la población, se observa que este es muy bajo, por lo que no resulta una herramienta que refleje los determinantes sociales eficazmente.

Existe un 68,4% de la variabilidad al codificar que será debida a otros factores diferentes a las diferencias económicas y que será necesario seguir investigando. Por ejemplo, puede ser producida por factores que influyen en la predisposición de los distintos profesionales de AP con acceso a la HCE para el registro de dichos códigos. Debido al diseño del estudio no fue posible identificar qué colectivo de profesionales de AP registró cada código Z. Sin embargo, esto será analizado en futuras investigaciones con el fin de poder realizar intervenciones concretas para mejorar el registro. El equipo de investigación ya ha realizado un pilotaje de encuesta a profesionales de AP para entender así mismo las barreras y facilitadores a los que se enfrentan los/las profesionales en consulta. La importancia reside también en fomentar el trabajo interdisciplinar en los equipos de AP que facilita la incorporación de una perspectiva de determinantes sociales16.

Resulta interesante la correlación existente entre distintos ejes de desigualdad, que en este caso fueron medidos a través de la PIE y RMD. En una investigación previa17 con una menor muestra, contamos con el índice de privación material (IPM)18 como estimador de vulnerabilidad social de la población de cada ZBS, ya que presenta adecuada correlación con indicadores de salud como la mortalidad. El IPM se elabora a partir de 5 indicadores socioeconómicos simples, por lo que aporta una visión más amplia de las desigualdades en salud. Sin embargo, por problemas de linealidad estadística con las otras variables (PIE y RCR), tuvo que ser excluido del análisis posterior en el presente estudio.

Respecto a las limitaciones del estudio, dado que el diseño de la investigación cuenta con datos agregados siempre estos están expuestos a la posible falacia ecológica. Sin embargo, dado que el estudio cuenta con un importante número de observaciones representado el 34,4% de los centros de salud de la Comunidad de Madrid y un 28,8% de la población adscrita a ellos, estas fracciones de muestreo redundan en una mayor validez externa de los resultados. El estudio no contó con una perspectiva de género transversal a la investigación que debe ser tenida en cuenta para valorar el impacto del sexo y género en la salud19.

La codificación de condiciones sociales desde AP es un tema escasamente explorado en la bibliografía20,21. La investigación cualitativa con grupos de usuarias/os y personal de AP puede ampliar los conocimientos en torno a la efectividad, barreras y ética del registro de códigos Z.

Este estudio confirma la gran variabilidad de registro de códigos Z entre los profesionales de AP, así como que dicha codificación no consigue visibilizar las realidades socioeconómicas de las poblaciones atendidas. La utilización de distintos recursos que faciliten el mayor conocimiento de los contextos sociales de las personas22 que acuden a AP, como los códigos Z entre otros, favorece un abordaje más integral23,24. Además, pueden servir para una mayor prescripción social25 y como evidencia para cambios estructurales dentro del sistema sanitario que ayuden a trabajar para la reducción de las desigualdades sociales de la salud26 con un enfoque comunitario27,28, de equidad y de justicia social.

La presente investigación no ha recibido ayudas específicas provenientes de agencias del sector público, sector comercial o entidades sin ánimo de lucro.

Ninguno.