miércoles, 16 de julio de 2014

Realidad Laboral de las Enfermeras en España 2014: 'Cocinando' la encuesta

En la entrada anterior (Antecedentes) he tratado de contextualizar mi proyecto para conocer mediante la técnica de encuesta algunos aspectos fundamentales relacionados con la realidad laboral de las enfermeras en España. Quise entonces reivindicar la consistencia técnica del proceso de recogida de datos, incluyendo la administración de la encuesta a través, primariamente, de las redes sociales [RRSS]. En esta segunda entrada trataré de explicar los procedimientos aplicados para controlar y minimizar los sesgos derivados de la extrapolación de los resultados de las muestras finalmente obtenidas que, como es lógico  -y común en mayor o menor medida a todos los estudios basados en muestreos de un universo poblacional-  solo suponen una representación del Universo estadístico. Aunque en la Ficha Técnica, pendiente aún de publicación, se explicarán algunos detalles fundamentales, creo que es posible explicar la cocina de los resultados de la encuesta saltándonos ahora algunos detalles interesantes. Vamos a ello.


La muestra final, una vez concluido un exhaustivo proceso de depuración, fue de 1.929 encuestas. Este dato, relacionado con un universo estadísticamente infinito (tecnicismo que suele referirse a poblaciones superiores a 100.000 unidades) nos da un margen máximo de error del ±2,2% para los resultados globales (en las condiciones más usuales de equiprobabilidad, con un margen de confianza del 95,5%, blablabla...). Es evidente que cuando trabajemos con sub-poblaciones muestrales (por ejemplo: hombres; empleados fijos; subempleados; empleados del sector privado, etc.) los márgenes de error serán mucho mayores. Pero también es cierto que en términos generales la foto-fija que proporcionemos tendrá una alta representatividad.

Claro que queda por aclarar un aspecto esencial: la muestra que hemos obtenido, ¿es representativa en su estructura o composición del universo del que la hemos extraído?

Para responder a esta importante pregunta deberíamos ser capaces de conocer la estructura o composición de dicho universo con respecto a las variables básicas de caracterización (sexo, edad-antigüedad, lugar de residencia...) para saber hasta qué punto se parece la composición de nuestra muestra a la suya. Y la mala noticia es que, al menos de manera directa, lo desconocemos por completo prácticamente todo sobre dicho universo, es decir, sobre la realidad sociodemográfica de la Profesión Enfermera [PE]. Como decía en mi anterior entrada...
...en Españistán, más allá del número de EIR y de enfermeras especialistas o de alumnos matriculados y egresados, sobre los que existen registros (no en Sanidad sino en Educación), el resto de la información sobre la PE (y las otras profesiones sanitarias) tiende a cero.
Por ello, ha habido que echar mano del único referente existente: la Estadística de Profesionales Sanitarios Colegiados del Instituto Nacional de Estadística. Esta estadística es alimentada por los datos que porporcionan anualmente los propios colegios profesionales sanitarios que, como es archisabido: a) carecen por completo de controles técnicos de calidad externos (ni internos en la mayoría de los casos); b) por regla general no se depuran sistemáticamente, sino que se actualizan, arrastrando los errores pasados a las estadísticas presentes, incluyendo por ejemplo los colegiados jubilados que fallecen y no son notificados; c) no incluyen a los profesionales no colegiados que suponen un porcentaje no desdeñable del total (al menos un 10%-15%), especialmente, pero no solo, en las cinco CCAA en las cuales a 31/12/2013 (fecha de cierre de la información) los empleados públicos sanitarios no estaban obligados a colegiarse; d) las variables sociodemográficas contenidas, con un bajísimo nivel de fiabilidad además, solo son sexo, edad, provincia y situación laboral (jubilados y no jubilados); además, en dos provincias (Granada y Las Palmas) y una comunidad autónoma (La Rioja), un stock que incluye a un total de 10.551 colegiados, este último dato ni siquiera se proporciona desde hace años. Y a nadie, ni el propio INE ni el Consejo General de Enfermería, parece haberles preocupado lo más mínimo esta inadmisible dejación de responsabilidades.

Aun así, es la única información de referencia de la que disponemos, contundente razón por la que decidí utilizarla para tratar de cuantificar y corregir los sesgos de muestreo mediante las técnicas de equilibrado y ponderación de las muestras. Básicamente, ello consiste en asignar mayor valor proporcional (un factor de ponderación) a las respuestas de los colectivos menos representados en las muestras, con respecto al universo, y viceversa. Una vez desechadas las variables provincia (serían 52 estratos; incluso, por agrupacion, comunidad autónoma, ya que requerirían un estudio específico para cada una de ellas) y situación laboral, ya que el estudio se dirige a enfermeras trabajando o en disposición de trabajar, nos quedan únicamente dos variables: sexo y edad.

A pesar de la amplia utilización de internet entre las profesiones tituladas (la PE entre ellas), lo cual nos iba a permitir tocar a todos los segmentos de población, sabíamos perfectamente de antemano que íbamos a cosechar muchas menos respuestas de las enfermeras senior y muchas más de las junior. Incluso algunas menos de mujeres, que de hombres. Y así ha sido en ambas variables, véase la tabla:


¿Deberíamos aplicar el factor de corrección directamente? Si no tuviéramos más remedio, sin duda sí. Pero nos enfrentamos a una acción paradójica: ¡debemos corregir los datos del universo a partir de las respuestas de la muestra!. En efecto, los casi 2.000 profesionales encuestados nos dicen que, en conjunto, un 14% (datos ponderados y sin ponderar) de las enfermeras del país no están colegiadas. Ello es fundamental, ya que nuestra referencia para equilibrar las muestras no son las enfermeras activas sino las enfermeras que constan en los registros colegiales.

Además, esta situación no afecta por igual, ni mucho menos, a todos los segmentos de edad, sino mucho más a los junior (en torno a un 18%), que a los senior (en torno a un 10%-12%):



Lo cual nos obliga a corregir los datos  de referencia del universo poblacional para, a su vez, ponderar los de la muestra con respecto a la edad. Y de paso, también corregiremos las pequeñas desviaciones con respecto a la variable Sexo, quedando así el equilibrado o factor de corrección de las muestras:


La columna 'Proy. INE' nos muestra el número de encuestas que, sobre un total de 1.752 en las que conocemos tanto el sexo como la edad, corresponderían si aplicáramos el porcentaje de enfermeras colegiadas. La columna 'ENCUESTA' corrige este dato a partir del porcentaje de (no) colegiación de cada estrato de sexo-edad. Y la columna 'Ponderación' nos da el coeficiente multiplicador de cada encuesta en la BD (de la que conocemos sexo y edad; para el resto el coeficiente de ponderación es igual a uno) a la hora de calcular los estadísticos totales.

Los cambios no son realmente muy importantes, pero se ajustan mejor a la realidad; para hacernos una idea, la tasa de desempleo enfermero que nos da el cálculo sin ponderar los datos es de 21,7% y el que obtenemos una vez aplicada la ponderación de la muestra (cocinada la encuesta) desciende 1,1 puntos, hasta 20,6, una desviación en torno al 5,1%. No es mucho, pero es mejor.

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Por cierto, ¿dónde diría que tienden a trabajar las enfermeras de mayor edad? ¿Estaba en lo cierto?

Yo ya lo intuía, pero no podía respaldarlo con datos; ahora, sí: docentes y gestores (como dicen, la experiencia es un grado...) y atención primaria: ¿Un refugio? ¿Un problema?





1 comentario:

  1. Excelente blog!! Os seguimos los artículos, nos fue recomendado por enfermeras en Alemania y Suiza. Os invito a visitar nuestra web y Blog: http://www.tta-personalmedizin.de & http://trabajoparaenfermeras.com

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