El objetivo del estudio fue analizar qué características de tipo individual (factores sociodemográficos, actitudinales y políticos) condicionan la elección sanitaria en España en relación con una alternativa de sanidad privada frente a una pública para los casos de médico de familia, médico especialista, ingreso hospitalario y urgencias durante el año 2022.
MétodosGracias a los barómetros sanitarios del Centro de Investigaciones Sociológicas (CIS) llevamos a cabo cuatro regresiones logísticas (y posteriores efectos marginales promedio) cuyas variables dependientes son la preferencia de una opción privada de médico de familia versus una pública; opción privada de médico especialista versus una pública; preferencia de ingreso hospitalario privado versus público, y preferencia de ingreso por urgencias privado versus público. Las variables dependientes son dicotómicas (1=privado; 0=público). La muestra es de más de 4.500 individuos mayores de 18años distribuidos de manera representativa por el territorio español.
ResultadosLa probabilidad de elección privada en lugar de pública está mediada por la edad del individuo: los mayores de 50años son menos proclives a decantarse por una alternativa privada (p<0,01), así como por la ideología y la satisfacción con el funcionamiento del sistema nacional de salud (SNS). Los pacientes con ideología conservadora son más proclives a opciones privadas (p<0,01) y los individuos con una mayor satisfacción con el SNS son menos tendentes a opciones privadas (p<0,01).
ConclusionesLa satisfacción con el SNS y la ideología del paciente son los factores más relevantes para la elección privada frente a pública en sanidad.
The aim of the study was to analyze, which individual characteristics (sociodemographic, attitudinal and political factors) mediates in the choice in Spain in 2022, of a private versus public health care alternative for family doctor, doctor specialist, hospital admissions and emergencies.
MethodsUsing the health barometers of the Centro de Investigaciones Sociológicas (CIS), we carried out four logistic regressions (then, average marginal effects [AMEs]) whose dependent variables are the preference for a private choice of family doctor versus a public one, the preference for a private choice of doctor specialist versus a public one; the preference for a private choice of hospital admission versus a public one and the preference for a private choice of emergency admission versus a public one. The dependent variables are binary (1=private; 0=public). The sample consisted of more than 4,500 individuals older than 18years old distributed representatively throughout Spain.
ResultsThe probability of choosing private rather than public is correlated with the age of the individual: those over 50years are less likely to opt for a private alternative (P<.01), as well as by ideology and satisfaction with the way that the national health system (NHS) works. Patients with a conservative ideology are more likely to choose private options (P<.01) and individuals with greater satisfaction with the NHS are less likely to choose private ones (P<.01).
ConclusionsSatisfaction with the NHS and patient ideology are the most relevant factors for private versus public choice.
La pandemia de la COVID-19 ha afectado a los españoles en multitud de dimensiones: en su salud física y mental, en su economía o en sus relaciones e interacciones personales, pero también en sus percepciones sobre el sistema nacional de salud (SNS) y cómo este funciona. Una simple lectura de los barómetros sanitarios que publica el Centro de Investigaciones Sociológicas (CIS) anualmente constata que las valoraciones sobre su funcionamiento han caído notablemente en muy poco tiempo: si en 2018 el 22,6% de los españoles consideraba que funcionaba bastante bien, en 2022 el porcentaje solo es del 14,5%, es decir, 8 puntos porcentuales menos. La presión asistencial de los últimos años ha erosionado la valoración de nuestro SNS.
El bajo gasto público por habitante de nuestro país1, que nos sitúa detrás de economías como las de Chipre, Croacia, Eslovaquia o Eslovenia, sumado a las dificultades sanitarias derivadas de la pandemia, han podido condicionar una mayor querencia por servicios privados que públicos. De nuevo, los datos lo demuestran: de 2019 a 2021 el número de seguros de salud privada se incrementó a un ritmo nunca visto, con un crecimiento del 9%2.
Sin embargo, los estudios centrados en determinar qué ciudadanos son aquellos que muestran mayor predisposición a optar por opciones privadas frente a públicas son escasos para el caso español y poco concluyentes. Por ejemplo, trabajos como el de Vera-Hernández3 o el de Fusté et al.4 se circunscriben a la región de Cataluña, mientras que otros analizan en particular a funcionarios de una región o a colectivos5 específicos, como el inmigrante6. Por ello, este artículo se interroga sobre los factores de naturaleza individual (sociodemográficos, actitudinales y políticos) que ayudan a condicionar la elección sanitaria por una alternativa privada frente a una pública para los casos de médico de familia, médico especialista, ingreso hospitalario y urgencias.
La evidencia comparada nos permite identificar algunas variables de tipo individual. Fusté et al.7 llegan a la conclusión de que al incrementarse la edad, y con ello su asociación a un mayor número de comorbilidades, los pacientes optan por priorizar un seguro de salud público y abandonan el privado. Rodríguez y Stoyanova8 determinaron que las mujeres con doble cobertura tendían al uso de atención especializada privada más que los hombres. Hossain et al.9, en su estudio llevado a cabo en India a personas mayores de 60años, identifican que tanto el sexo como el estado civil condicionan la elección privado-pública: las mujeres viudas eran las que más utilizaban los servicios públicos de salud (mayor vulnerabilidad), mientras que hombres y mujeres casados preferían servicios privados en hospitalización.
Estudios y ocupación laboral también importan en la elección. En un estudio reciente que analiza la población finlandesa, Blomgren y Virta10 identifican que, a menor nivel socioeconómico, mayor es la probabilidad de utilización de la atención pública o de no utilizar ninguna de las alternativas en salud. Y al contrario: a mayor nivel socioeconómico, mayor probabilidad de utilizar una combinación de atención pública y privada. En España, Ordaz Sanz et al.11 determinaron que tanto niveles educativos altos como ocupación con buena remuneración aumentan la probabilidad de contratación de un seguro privado.
Por otro lado, Groenewoud et al.12 observan que existe una relación entre la mayor gravedad de la patología y la distancia (cercanía) para acudir o elegir un centro hospitalario. Municipios con menor número de habitantes generalmente presentan ausencia o pocas instalaciones sanitarias de índole privada, con lo que la población circunscrita será menos propensa a la elección de un seguro privado13. Por lo tanto, el tamaño del hábitat en el que reside un paciente puede condicionar su elección.
La calidad o la satisfacción percibidas del usuario-paciente son principales para elegir el proveedor sanitario14. La satisfacción con el SNS está relacionada con indicadores como la lista de espera15, la accesibilidad16, la confianza en el servicio17, el porcentaje de éxito del profesional en la intervención o la tasa de mortalidad18. En el supuesto español, Epstein y Jiménez Rubio19 estudian la elección de un seguro privado entre los funcionarios de la administración. Los encuestados consideran que la sanidad pública destaca por su equipamiento y su capacitación médica, pero la privada presenta menores tiempos de espera, mayor comodidad y un mejor trato e información. Siguenza y Mariel20 también encuentran que a menor percepción de satisfacción o calidad del sistema público, mayor elección de contratación de un servicio privado en España.
Aun asumiendo que la satisfacción que el paciente percibe del funcionamiento del SNS depende de su experiencia personal y de su comparación entre las expectativas que tenía puestas y el producto o servicio que obtiene, no es menos cierto que dicha satisfacción está mediada por valores morales y culturales del individuo. Es por ello por lo que tanto la ubicación ideológica del individuo como las creencias (o la ausencia de ellas) religiosas que el paciente presenta pueden condicionar la elección de uno u otro sistema de salud. El trabajo de Arrazola-Vacas et al.21, en el que estudian con los barómetros sanitarios del CIS de 2013 los elementos que influyen en la satisfacción con el SNS, precisamente encuentra que la ideología (de izquierdas) está positivamente relacionada con mejores valoraciones al SNS.
El objetivo del estudio fue analizar qué características de tipo individual (factores sociodemográficos, actitudinales y políticos) condicionan la elección sanitaria en España.
Material y métodoDiseñoEstudio observacional que analiza los recientes (marzo y junio de 2022) barómetros sanitarios del CIS, estudios 3357 y 3369. El CIS realiza entrevistas con el método CATI (telefónicas y asistidas por ordenador). La primera ola consta de 2.358 individuos de 50 provincias y 930 municipios. La segunda, de 2.584 entrevistas en 50 provincias y 996 municipios. Los individuos son residentes en España (nacionales o no nacionales) mayores de 18años.
MuestraLa muestra fue aleatoria, con llamadas a teléfonos fijos y móviles. En la primera ola se hicieron un 33,5% de llamadas a teléfonos fijos y un 66,5% a teléfonos móviles. En la segunda, los porcentajes fueron del 24,3% y del 75,7%, respectivamente. La selección de los individuos se llevó a cabo mediante la aplicación de cuotas de sexo y edad y los estratos se formaron por el cruce de las 17 comunidades autónomas y el tamaño del hábitat. Se trata, por tanto, de un muestreo polietápico y estratificado por conglomerados. El conjunto de la muestra, para un nivel de confianza del 95,5%, P=Q y en el supuesto de muestreo aleatorio simple, tiene un error de muestreo de ±1,1%.
Variables y covariablesCuatro son las principales variables dependientes que queremos explicar: consulta a médico de familia privado versus público; consulta a especialista privado versus público; ingreso en hospital privado versus público; acudir a urgencias privadas versus públicas. Todas las variables son dicotómicas.
Los factores explicativos principales son la edad, codificada en cuatro categorías (1 «18-34»; 2 «35-54»; 3 «55-64»; 4 >65»); el nivel de estudios, recodificado en tres categorías (1 «sin estudios o primarios»; 2 «estudios secundarios, bachillerato y FP»; 3 «estudios de FP superior o universitarios, de posgrado y doctorado»); la situación laboral (1 «trabajando»; 2 «jubilado», 3 «en paro», 4 «estudiante»; 5 «otro»); la creencia religiosa (1 «católico practicante», 2 «católico no practicante», 3 «creyente de otra religión», 4 «ateo»); la ideología (escala de 1 a 10, en la que 1 es izquierda y 10 derecha) y la satisfacción con el SNS (escala de 1 a 10, en la que 1 es «nada satisfecho» y 10 «muy satisfecho»).
Como variables control se incluyen el sexo (0 «hombre»; 1 «mujer»); el tamaño del hábitat donde reside el entrevistado (0 «>10.000 habitantes»; 1 «10.001-100.000», 2 «100.001-400.00», 3 «>400.000») y el estado de salud (escala Likert de cinco categorías de muy buena a muy mala salud). La tabla A1 (paneles A y B) y la figura A1 (paneles A y B) resumen y describen las variables y covariables del estudio, además de contener los test específicos de colinealidad que demuestran que la relación entre variables no es problemática. Las variables continuas están estandarizadas para que su máximo sea1.
Análisis de los datosSe realizaron cuatro modelos de regresión logística, dada la naturaleza binaria de las variables dependientes: acudir a médico de familia privado (1) versus público (0); acudir a un especialista privado (1) versus uno público (0); ingreso en un hospital privado (1) versus uno público (0), y acudir por urgencias a un centro privado (1) versus uno público (0). El método empleado de introducción de variables independientes es el de pasos hacia delante. Los resultados de la regresión logística pueden consultarse en la tabla 1 de la sección de resultados (las regresiones incluyen errores estándar robustos y están ponderadas por la variable PESO, que corrige por la infrarrepresentación o sobrerrepresentación de individuos en las comunidades autónomas). En la tabla A3 y en la figura A2 mostramos como, controlando por comunidad autónoma, los resultados siguen en la misma dirección, pero hay variabilidad entre comunidades.
Modelo de regresión logística
| Médico de familia | Especialista | Ingreso hospital | Urgencias | |
|---|---|---|---|---|
| Sexo (mujer) | −0,02 (0,09) | 0,00 (0,08) | −0,29*** (0,10) | 0,04 (0,09) |
| Edad (18-34 años) | ||||
| 35-54 | −0,15 (0,12) | −0,69*** (0,11) | −0,37*** (0,13) | −0,15 (0,12) |
| 55-64 | −0,42*** (0,13) | −0,90*** (0,12) | −0,73*** (0,15) | −0,64*** (0,14) |
| >65 | −0,62*** (0,22) | −1,01*** (0,19) | −0,86*** (0,25) | −0,58*** (0,22) |
| Estudios (bajos) | ||||
| Intermedios | 0,20 (0,13) | 0,23* (0,12) | 0,15 (0,14) | −0,06 (0,13) |
| Altos | 0,17 (0,12) | 0,32*** (0,11) | −0,05 (0,13) | −0,07 (0,12) |
| Municipio (< 10 k) | ||||
| 10,001-100,000 | −0,02 (0,11) | 0,09 (0,11) | 0,18 (0,12) | 0,16 (0,12) |
| 100,001-400,000 | −0,29** (0,13) | −0,02 (0,12) | −0,15 (0,15) | 0,02 (0,14) |
| >400,001 | 0,08 (0,13) | 0,12 (0,13) | 0,12 (0,15) | 0,21 (0,14) |
| Situación laboral (trabaja) | ||||
| Jubilado | −0,04 (0,19) | −0,32* (0,17) | −0,19 (0,22) | −0,50*** (0,19) |
| Parado | −0,25* (0,15) | −0,18 (0,13) | −0,07 (0,16) | −0,12 (0,15) |
| Estudiante | 0,06 (0,23) | 0,22 (0,21) | 0,26 (0,24) | 0,33 (0,22) |
| Otro | 0,08 (0,19) | −0,16 (0,19) | −0,16 (0,22) | −0,20 (0,20) |
| Religión (católico practicante) | ||||
| Católico no practicante | −0,05 (0,12) | 0,19* (0,12) | −0,05 (0,13) | 0,15 (0,13) |
| Otra religión | −0,18 (0,22) | 0,20 (0,21) | −0,07 (0,24) | 0,29 (0,22) |
| Ateo | −0,17 (0,13) | −0,11 (0,13) | −0,41*** (0,15) | −0,20 (0,14) |
| Ideología | 1,42*** (0,19) | 1,41*** (0,18) | 1,21*** (0,21) | 1,13*** (0,19) |
| Salud | 0,01 (0,30) | −0,16 (0,28) | 0,04 (0,34) | 0,53* (0,32) |
| Satisfacción SNS | −3,65*** (0,21) | −3,25*** (0,21) | −3,38*** (0,22) | −2,96*** (0,21) |
| Constante | 0,93*** (0,30) | 1,49*** (0,28) | 0,85*** (0,33) | 0,29 (0,30) |
| Observaciones | 3.867 | 3.811 | 3.835 | 3.861 |
Errores robustos en paréntesis.
Una limitación de estos coeficientes de regresión logística (odds ratio) fue que no nos proporcionan información sobre la magnitud comparativa del efecto de cada variable en la variable dependiente. Por lo tanto, calculamos sus efectos marginales medios (AME), que captan los cambios medios en la probabilidad de elegir atención sanitaria privada en lugar de pública22.
ResultadosLa tabla 1 y la figura 1 muestran los resultados de nuestro estudio. La tabla 1 tiene una versión resumen en la que señalamos la dirección del efecto de la variable independiente y su significatividad estadística en la tabla A2. La lectura de la figura 1 es muy sencilla. Cada línea horizontal representa una variable independiente del modelo, el punto representa la mejor estimación de su efecto sobre la variable dependiente, y la línea, su intervalo de confianza del 95%. Si un intervalo de confianza cruza la línea vertical trazada en el origen (cero) del eje horizontal, el efecto de la variable no es estadísticamente significativo. Si no lo hace y se sitúa a su derecha, el efecto es positivo y estadísticamente significativo, mientras que si se sitúa a su izquierda, el efecto es negativo y estadísticamente significativo.
En todos los modelos, tanto ideología (derechas) como la satisfacción con el SNS (estar insatisfecho) ayudan a entender la elección de un servicio privado. Los efectos de ambas variables son más pequeños tanto para explicar ingreso hospitalario como acudir a urgencias. Los resultados son especialmente interesantes para la variable nivel de estudios. La literatura previa nos hacía pensar que los individuos con estudios más altos serían más propensos a elegir opciones privadas; sin embargo, nuestros resultados solo confirman esto a la hora de acudir a un médico especialista. Con relación a la edad, observamos que los más jóvenes son más propensos que los pacientes de mayor edad a inclinarse por una opción privada de sanidad. Sin embargo, la confesión religiosa solo funciona para la selección de médico especialista, siendo los católicos (no practicantes) los más propensos a ir a la privada.
Especialmente llamativos son los resultados relacionados con la situación laboral. Esperábamos que los parados tendrían un comportamiento diferencial al resto de categorías, sobre todo al compararlos con los trabajadores. Sin embargo, son los jubilados los que presentan un comportamiento más diferencial: son menos proclives que los trabajadores a acudir a un especialista o ir por urgencias de un centro sanitario privado. Esto está muy relacionado con la edad. Las covariables sexo y tamaño del municipio no resultan significativas, con la salvedad de uno de los modelos, en el que los hombres se muestran más tendentes que las mujeres a ingresar en un hospital privado.
DiscusiónEste trabajo demuestra que la preferencia por alternativas privadas sanitarias frente a públicas está fuertemente relacionada con la satisfacción del paciente con el SNS y mediada por su ideología. Además, la edad parece tener un papel fundamental, siendo los pacientes más mayores los menos proclives a soluciones privadas.
Así, esta interacción entre satisfacción e ideología podría haber aumentado debido a la pandemia de la COVID-19. La alta presión asistencial en el SNS, unida a la situación de miedo y al clima político y social de descontento, generaron una baja satisfacción con el sistema. En estas percepciones la ideología jugó un papel muy relevante. Los efectos de ambas variables (satisfacción e ideología) son más intensos en los parámetros de médico de familia y especialistas, ambos servicios muy afectados durante el periodo COVID y en los que las listas de espera y la telemedicina se instauraron como tónica habitual.
El aumento de coste en el seguro privado a partir de intervalos de edad (entre 65 y 68años) puede ser un factor importante a la hora de decidirse por el uso del sistema público. Este aumento se ve afectado si el usuario del seguro privado presenta una serie de morbilidades y su cobertura es menor o su coste es significativamente mayor. Estos dos factores han condicionado, por tanto, la disminución del uso de sanidad privada vinculada a la edad del paciente.
Los principales hallazgos de este trabajo se alinean con estudios previos a nivel nacional, como el de Arrazola-Vacas y colaboradores, quienes ya advertían de la importancia de la edad y de la ideología, en este caso, para determinar la satisfacción con la atención primaria. Además, supone el primer estudio comprehensivo que analiza con datos de encuesta los factores individuales que explican la preferencia por alternativas sanitarias privadas frente a públicas. Una de las limitaciones del trabajo es el tiempo de análisis (año 2022 y post-COVID) y el caso de estudio, España. En futuros trabajos sería interesante compilar distintos barómetros sanitarios para ver cómo cambian los factores individuales a la hora de explicar las distintas variables dependientes.
ConclusionesSi España quiere hacer de la opción pública sanitaria una referencia, ha de ser consciente de quiénes y bajo qué circunstancias expresan una mayor preferencia por opciones privadas. Parecería que la baja satisfacción con el SNS, la edad (los mayores) y la ideología (conservadora) juegan un papel importante en la elección de opciones privadas frente a públicas. El nivel de estudios o la ocupación laboral, sin embargo, no semejan elementos clave en esta elección. De esta forma, frente a otras investigaciones que señalan que ingresos (muy correlacionado con estudios) u ocupación laboral importan a la hora de las preferencias sanitarias, este artículo demuestra que no es tanto una cuestión económica la elección de opciones sanitarias privadas frente a públicas.
Conflicto de interesesLos autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.
