En España, la mortalidad anual ajustada por edad entre hombres ocupados de 35 a 64 años fue casi el doble en ocupaciones elementales que entre profesionales científicos e intelectuales; entre las mujeres, la diferencia fue del 30 % (datos del INE, 2022–2023). En Francia, otra medida revela una brecha de 5,3 años de esperanza de vida restante a los 35 entre directivos y obreros. Las diferencias son reales, pero ¿cuánto de ellas puede atribuirse al propio trabajo? Estas estadísticas no lo permiten determinar.
Imaginemos dos grupos de 100 hombres en Francia, todos de 35 años. Uno está formado por obreros; el otro, por directivos y profesionales altamente cualificados.
Si las tasas de mortalidad registradas en Francia para cada edad durante 2020–2022 se mantuvieran constantes, unos 85 obreros llegarían a los 65 años, frente a 94 directivos y profesionales de alta cualificación.
De 100 personas de 35 años, ¿cuántas llegarían a los 65?
Un segmento oscuro más largo representa a más personas supervivientes. El segmento de color terracota representa a quienes no llegarían a los 65 años si las tasas de mortalidad por edad se mantuvieran constantes.
Hombres
Mujeres
Estimaciones condicionales redondeadas de tablas de mortalidad del período, no un seguimiento real de 100 personas durante 30 años. El período incluye la pandemia de COVID-19 y un aumento de la mortalidad. Fuente: INSEE.
Al comparar los grupos profesionales, la diferencia es de nueve personas que llegarían a los 65 años por cada 100 hombres y de cuatro por cada 100 mujeres. ¿Por qué cambia tanto la diferencia según el sexo? Las tablas de mortalidad, por sí solas, no permiten saberlo.
Las cifras invitan a preguntarse: si un obrero pasara mañana a ser directivo, ¿viviría más? Comparar profesiones no basta para responder.
Cinco años de diferencia. ¿Qué significan en realidad?
En Francia se calculó también cuántos años más podían esperar vivir, en promedio, las personas que ya habían cumplido los 35 años, si las tasas de mortalidad por edad permanecieran en los niveles de 2020–2022.
Para los hombres que eran directivos o profesionales altamente cualificados, la estimación fue de 48,9 años adicionales. Para los obreros, de 43,6 años adicionales. Es una diferencia de 5,3 años. Para las mujeres de los grupos equivalentes, la diferencia fue de 3,4 años.
La clave está en interpretar bien esa cifra: 48,9 años de vida restantes a los 35 equivalen a una edad esperada al morir de unos 84 años, no a morir a los 49. Estas tablas tampoco predicen a qué edad morirá una persona que hoy tiene 35 años.
El INSEE, el instituto de estadística francés, permite observar la diferencia con más detalle. El gráfico muestra 15 categorías profesionales para los hombres y 12 para las mujeres, todas a la vista. Cada cifra indica los años de vida restantes a partir de los 35. Los puntos situados más a la derecha indican una mayor esperanza de vida. Los claros corresponden a 2017–2019, antes de la pandemia; los oscuros, a 2020–2022.
¿Cuántos años quedan por vivir después de los 35?
A los 35 años, una esperanza de vida restante de 48,9 años equivale a alcanzar aproximadamente los 84 según esta tabla del período, no a morir a los 49. Los valores más altos y los puntos más a la derecha indican más años de vida esperados.
Hombres
Mujeres
La escala comienza en 40, no en cero. Las cifras se muestran con un decimal, pero las diferencias de pocos meses entre categorías próximas podrían no ser estables. El gráfico no incluye intervalos de incertidumbre para estas categorías detalladas. Fuente: INSEE.
Entre los hombres, los docentes de primaria y formación profesional podían esperar vivir 48,1 años adicionales después de los 35; los conductores de transporte, 44,4 años. La diferencia es de 3,7 años, aunque el gráfico no permite saber a qué se debe. Los trabajadores manuales de menor cualificación figuran cerca del extremo inferior tanto entre los hombres como entre las mujeres. En las categorías más detalladas, la diferencia entre las estimaciones máxima y mínima alcanza aproximadamente 6,0 años entre los hombres y 4,4 entre las mujeres.
No conviene leer este gráfico como una clasificación exacta. Las estimaciones de los grupos profesionales más pequeños tienen incertidumbre estadística: unos pocos meses de diferencia entre categorías próximas podrían no ser significativos. Las categorías tampoco demuestran que las personas hayan ejercido la misma profesión durante toda su vida laboral. En algunos casos se utiliza la última ocupación registrada.
La educación muestra por qué la profesión, por sí sola, no basta para explicar la diferencia. En los mismos datos franceses, los hombres con estudios posteriores a la secundaria tenían 8,0 años más de esperanza de vida restante a los 35 que aquellos sin título académico (48,5 frente a 40,5). Esta diferencia supera los 5,3 años que separan a esos dos grupos profesionales. La educación, los ingresos, la salud en la infancia y las oportunidades laborales se solapan: no podemos restar unas diferencias de otras para calcular el efecto del trabajo. Fuente: INSEE.
Estudios superiores a secundaria frente a ninguna titulación
Directivos y profesionales de alta cualificación frente a obreros
Francia, 2020–2022. Diferencias de esperanza de vida restante a los 35 años (INSEE). Las comparaciones se solapan: no se pueden restar entre sí ni interpretar como efectos causales.
España permite examinar otra medida
Las cifras francesas describen los años de vida restantes. ¿Aparecen también diferencias entre profesiones si examinamos las muertes entre personas que tenían empleo?
Para averiguarlo, analizamos dos bases de datos públicas del Instituto Nacional de Estadística (INE) de España. Una registra las defunciones; la otra, la población ocupada por profesión, sexo y edad. En estas estadísticas, la ocupación se determina a partir de registros del comienzo del año, no de toda la trayectoria laboral. Comparamos nueve grupos profesionales entre personas ocupadas de 35 a 64 años en 2022–2023, ajustando las diferencias en su distribución por edades.
Entre los hombres españoles de 35 a 64 años, la tasa anual de mortalidad estandarizada por edad fue de 101,6 por cada 100.000 en profesiones científicas e intelectuales y de 201,7 en ocupaciones elementales. Entre las mujeres, las tasas correspondientes fueron 60,4 y 78,6. Ocupaciones elementales es una categoría estadística española que agrupa sobre todo trabajos rutinarios y de menor cualificación; no se refiere al profesorado de primaria. Entre las mujeres, algunas otras profesiones registraron tasas más altas, de modo que el orden de los grupos cambia según el sexo.
Los intervalos de confianza aproximados del 95 % para las razones de tasas ajustadas por edad fueron de 1,88–2,10 para los hombres y 1,22–1,39 para las mujeres. La diferencia entre ambas razones de tasas es mayor de lo que cabría esperar por azar según un modelo de Poisson aplicado a los recuentos de defunciones (p < 0,001), pero esto no descarta errores de clasificación, sesgos de selección laboral ni factores de confusión.
El patrón se observa también al separar los años: la razón de tasas entre ocupaciones elementales y profesionales fue de 2,07 para hombres y 1,44 para mujeres en 2022, frente a 1,90 y 1,18 en 2023. La magnitud cambió, especialmente entre las mujeres; son análisis de sensibilidad, no pruebas de un efecto causal estable. Las cifras anuales y el código figuran en el paquete de reproducibilidad.
¿Cuánto varían las tasas anuales de mortalidad?
Tasas por cada 100.000 personas ocupadas de entre 35 y 64 años, ajustadas por edad. La columna «Diferencia» indica cuánto mayor era la tasa anual estandarizada por edad respecto a las profesiones científicas e intelectuales del mismo sexo.
Hombres
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Mujeres
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En el gráfico de hombres, comparar 202 con 102 supone una diferencia aproximada de 100 muertes por cada 100.000 personas ocupadas al año entre tasas estandarizadas por edad. No son muertes que se haya demostrado que causó el trabajo. Las cifras están redondeadas; los resultados completos y sus intervalos aproximados de incertidumbre figuran en el libro de cálculo. Fuentes y cálculos de Mike’s Balance: INE, muertes y empleo.
Consultar datos y métodos del análisis español18 grupos profesionales · intervalos de incertidumbre · Excel, CSV y código
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El ZIP contiene cálculos por edad, un libro comparativo, análisis de sensibilidad anuales, los scripts originales y scripts independientes para comparar ambos sexos y cada año por separado. Para repetir el análisis desde cero, hay que descargar los archivos CSV originales, de mayor tamaño, directamente del INE mediante los enlaces siguientes. Los archivos originales no se redistribuyen en el ZIP.
Resultados principales por grupo profesional
Todas las cifras son muertes anuales estandarizadas por edad por cada 100.000 personas ocupadas, utilizando una distribución de referencia común para las edades de 35 a 64 años. Los intervalos aproximados de incertidumbre del 95 % reflejan los recuentos de defunciones; no contemplan errores de clasificación ni diferencias no medidas entre los grupos. Los valores se muestran con un decimal.
| Código | Ocupación | Tasa | IC aprox. del 95 % | Muertes |
|---|---|---|---|---|
| Hombres | ||||
| 1 | Directivos | 120,9 | 113,9–127,9 | 1.297 |
| 2 | Profesionales científicos e intelectuales | 101,6 | 97,4–105,7 | 2.301 |
| 3 | Técnicos y profesionales de apoyo | 131,7 | 126,2–137,1 | 2.223 |
| 4 | Personal administrativo y de oficina | 139,9 | 132,3–147,5 | 1.315 |
| 5 | Trabajadores de servicios y ventas | 172,8 | 167,5–178,1 | 4.117 |
| 6 | Trabajadores cualificados del sector agrario | 188,7 | 176,2–201,2 | 918 |
| 7 | Trabajadores de oficios y construcción | 161,1 | 156,3–165,9 | 4.351 |
| 8 | Operadores de instalaciones y maquinaria | 171,1 | 165,0–177,3 | 2.974 |
| 9 | Ocupaciones elementales | 201,7 | 194,5–208,8 | 3.098 |
| Mujeres | ||||
| 1 | Directivos | 69,7 | 61,7–77,7 | 302 |
| 2 | Profesionales científicos e intelectuales | 60,4 | 57,7–63,2 | 1.827 |
| 3 | Técnicos y profesionales de apoyo | 66,5 | 61,7–71,2 | 749 |
| 4 | Personal administrativo y de oficina | 68,1 | 64,2–72,0 | 1.211 |
| 5 | Trabajadores de servicios y ventas | 73,8 | 70,8–76,7 | 2.447 |
| 6 | Trabajadores cualificados del sector agrario | 70,6 | 58,9–82,2 | 165 |
| 7 | Trabajadores de oficios y construcción | 69,5 | 61,0–78,1 | 254 |
| 8 | Operadores de instalaciones y maquinaria | 83,9 | 71,8–95,9 | 187 |
| 9 | Ocupaciones elementales | 78,6 | 75,0–82,2 | 1.902 |
Por qué esta comparación no mide el efecto de cambiar de trabajo
El registro de defunciones clasifica la ocupación según información administrativa disponible al principio del año. Quienes abandonan el empleo, cambian de profesión o carecen de ocupación registrada no están representados igual que quienes siguen trabajando. Las estimaciones no están ajustadas por educación, ingresos, salud anterior al empleo ni otros posibles factores de confusión. Estas tasas no sirven para predecir la probabilidad de que una persona concreta muera durante el año siguiente.
Fuentes exactas y método de análisis
El numerador es el número de defunciones de la tabla 32458. El denominador es el número de personas ocupadas al inicio de cada año, obtenido de la tabla 69961. Se emparejan los nueve códigos profesionales de ambas tablas, separados por sexo y grupos quinquenales de edad. Se suman las defunciones de 2022 y 2023 y también las poblaciones medidas al inicio de cada año; las tasas se multiplican por 100.000 y se estandarizan directamente según la distribución conjunta de edades de la población ocupada. Los intervalos aproximados emplean la incertidumbre de los recuentos de Poisson. El libro completo desglosa las aportaciones de cada intervalo de edad.
Comprobación estadística de la diferencia entre hombres y mujeres. A partir de los intervalos aproximados de Poisson del 95 % basados en recuentos para cada tasa estandarizada incluida en el CSV adjunto, estimamos el error estándar de cada tasa como (límite superior − límite inferior)/(2 × 1,96). Lo transformamos a escala logarítmica mediante el método delta y comparamos las dos razones de tasas en dicha escala. Suponiendo independientes los recuentos de defunciones y fijas las ponderaciones de la estandarización, la razón de tasas masculina es de 1,99 (IC aproximado del 95 %: 1,88–2,10), la femenina es de 1,30 (1,22–1,39) y la razón entre ambas razones es 1,53 (1,40–1,66; p bilateral < 0,001). Según el modelo, la diferencia observada es mayor que la variación aleatoria esperable en los recuentos de defunciones. Este cálculo no evalúa los sesgos del registro de ocupaciones o del empleo, ni permite atribuir un efecto causal a los trabajos. Se trata de estimaciones de incertidumbre derivadas, no de cálculos de origen replicados de forma independiente.
Análisis de sensibilidad por año. El libro original recoge las siguientes razones de mortalidad estandarizada por edad entre ocupaciones elementales y profesionales: en 2021, 1,77 (hombres) y 1,38 (mujeres); en 2022, 2,07 y 1,44; y en 2023, 1,90 y 1,18. La dirección de la diferencia se mantiene para ambos sexos en los tres años, aunque cambia su magnitud. El resultado de 2021 se presenta como comprobación adicional y no se incorpora a la estimación principal agrupada de 2022–2023. El ZIP incluye comprobaciones reproducibles.
Editor: Mike’s Balance. Versión 1.2, 12 de octubre de 2026 (actualizaciones editoriales, de incertidumbre y de sensibilidad anual; sin cambios en los cálculos originales de 2022–2023). Se solicita la siguiente atribución al reproducir los resultados derivados: «Cálculos de Mike’s Balance a partir de las tablas 32458 y 69961 del INE (2022–2023)». Las estadísticas públicas españolas originales siguen atribuyéndose al INE.
Conviene poner las cifras en perspectiva. Una tasa anual estandarizada por edad de 202 muertes por cada 100.000 personas ocupadas equivale aproximadamente al 0,2 % como tasa anual, no a dos muertes por cada 100 personas. Frente a 102 por cada 100.000, la diferencia observada es de unas 100 muertes por cada 100.000 trabajadores al año. Estas tasas poblacionales no son predicciones individuales ni estimaciones de años perdidos.
Las cifras de Francia y España no son directamente comparables. Francia ofrece esperanza de vida para grandes grupos socioprofesionales, en ocasiones utilizando la última ocupación registrada. España ofrece mortalidad anual entre personas que trabajaban al comienzo del año. Son dos formas distintas de observar la desigualdad profesional, no dos estimaciones del mismo efecto causal.
¿Cómo puede afectar el trabajo a nuestra salud?
Imaginemos a dos personas al comienzo de su vida laboral. Una estudia una carrera y consigue un puesto bien remunerado en una oficina con pocos riesgos. La otra empieza a trabajar al terminar la escuela y pasa décadas en una fábrica. Si su salud es distinta a los 60 años, algunas de las causas pueden ser anteriores incluso al primer empleo.
Importan las condiciones de vida durante la infancia, los ingresos, el acceso a la atención sanitaria y los hábitos de salud. Las cifras francesas sobre educación muestran hasta qué punto se entrelazan el entorno social y la salud. La relación también puede ir en sentido contrario: la salud influye en quién accede a un empleo y quién puede mantenerlo. Alguien con una enfermedad crónica quizá abandone antes un trabajo físicamente exigente. Así, quienes permanecen en ese puesto pueden tener, en promedio, mejor salud que quienes tuvieron que dejarlo. Los investigadores denominan a esta selección efecto del trabajador sano. Un sesgo de selección parecido se observa en los estudios sobre deportistas de élite: su menor mortalidad observada no permite saber cuánto se debe al entrenamiento y cuánto a las características de quienes llegan al deporte de élite.
Eso no significa que los riesgos del trabajo sean imaginarios. Para determinadas exposiciones contamos con pruebas mucho más sólidas que una simple comparación de profesiones.
Amianto. La inhalación de fibras de amianto puede causar mesotelioma y cáncer de pulmón. El riesgo no depende solo de que alguien figure como trabajador de la construcción, sino de si está expuesto al amianto, de cuánto inhala y de la protección disponible.
Jornadas laborales excesivamente largas. Los análisis de la Organización Mundial de la Salud y la Organización Internacional del Trabajo asocian las jornadas de 55 horas semanales o más con un aumento aproximado del 35 % en el riesgo relativo de sufrir un ictus, en comparación con trabajar entre 35 y 40 horas. El aumento se refiere al riesgo de ictus, no a una reducción del 35 % en la duración de la vida.
Trayectorias exigentes y años de buena salud. Un estudio europeo estimó la esperanza de vida restante a partir de los 50 años. Los investigadores no midieron directamente las condiciones de trabajo de cada participante: recurrieron a descripciones de profesiones de la base estadounidense O*NET para caracterizar sus trayectorias laborales anteriores en Europa. Según ese modelo, quienes habían tenido las trayectorias laborales más exigentes tenían una esperanza de vida restante aproximadamente cuatro años menor que quienes habían tenido las menos exigentes. La diferencia estimada en años de salud autopercibida muy favorable fue de unos siete años para los hombres y nueve para las mujeres.
Aquí importa cómo se definió la buena salud. El modelo solo consideraba favorable la salud cuando el participante respondía «excelente» o «muy buena». La respuesta «buena» también quedaba fuera de esa definición. Hablamos de años esperados según un modelo, no de años de buena salud observados persona por persona. Esos nueve años no equivalen a nueve años adicionales con una enfermedad o discapacidad diagnosticada. Tampoco demuestra el estudio que cambiar de empleo conceda a una persona nueve años más de buena salud.
Más allá del nombre de la profesión
Bajo una misma profesión pueden esconderse condiciones de trabajo muy diferentes. Un conductor tiene horarios previsibles y duerme lo suficiente. Otro acumula demasiadas horas al volante y casi nunca descansa bien. Dos trabajadores de la construcción pueden tener exposiciones muy diferentes a polvos peligrosos.
Para evaluar los riesgos de un trabajo, conviene hacerse preguntas concretas: ¿Hay exposición a sustancias peligrosas y funcionan las medidas de protección? ¿Cuántas horas se trabajan realmente? ¿Se puede influir en los horarios? ¿Hay tiempo suficiente para recuperarse entre turnos?
La diferencia de mortalidad se puede medir. El nombre de la profesión no explica por qué existe. Las estadísticas nacionales muestran qué profesiones registran tasas de mortalidad más altas, pero no cuántos años de vida les ha restado el trabajo en sí a quienes las ejercen. Dos personas con la misma profesión pueden afrontar riesgos, horarios y oportunidades de descanso muy diferentes.
La pregunta útil, por tanto, no es «¿Qué trabajo me regalará cinco años más de vida?», sino «¿Qué exposiciones y condiciones laborales pueden modificarse?» Reducir la exposición a polvos peligrosos o evitar jornadas agotadoras podría proteger la salud sin que nadie tenga que cambiar de profesión. Una clasificación describe la desigualdad; identificar riesgos evitables podría ayudar a vivir más.
Fuentes y métodos
- INSEE: esperanza de vida por categoría profesional; INSEE: diferencias entre directivos y obreros; tablas detalladas de mortalidad. El período 2020–2022 incluye la pandemia de COVID-19. Las tablas de mortalidad del período describen qué ocurriría bajo las tasas observadas por edad, no ofrecen pronósticos individuales.
- INE: defunciones por ocupación, sexo y edad y número de personas ocupadas. Cálculos de Mike’s Balance: personas ocupadas de 35 a 64 años, 2022–2023, con estandarización directa por edad en grupos quinquenales frente a una distribución común de edades de la población ocupada. Las defunciones corresponden a personas clasificadas como ocupadas al comienzo de cada año; el denominador es el número de ocupados contabilizados en esa misma fecha de referencia. Las personas pueden cambiar de situación laboral durante el año y algunos registros de defunción carecen de ocupación identificable. Las estimaciones no se ajustaron por educación, ingresos ni salud preexistente. La incertidumbre estadística aproximada no incluye posibles errores en los registros administrativos.
- OMS: amianto; OMS/OIT: jornadas laborales prolongadas.
- Vandenberghe, Career Arduousness and (Healthy) Life Expectancy in Europe, publicado en línea en 2025; número de la revista de 2026. Este análisis observacional utiliza historiales laborales de SHARE y descriptores profesionales de O*NET (EE. UU.). Las estimaciones no establecen causalidad.
- Vinni y Hakama: el efecto del trabajador sano.