Rev. salud
pública. 6 (2):167-182, 2004
Perímetros
Braquial y Cefálico como Indicadores de Pobreza y Enfermedad Diarreica
Aguda en Niños Menores de 5 Años, en Bogotá
Ricardo SánchezI Jairo EcheverryII, Rodrigo PardoIII, I Médico. Especialista en Psiquiatría. Especialista en Estadística. M. Sc. Epidemiología Clínica.. Facultad de Medicina, Universidad Nacional de Colombia. E-Mail: rsanchezpe@unal.edu.co . II Médico. Especialista en Pediatría. M. Sc. (candidato). Epidemiología Clínica. Facultad de Medicina, Universidad Nacional de Colombia. E-mail: jecheverryr@unal.edu.co. III Médico. Especialista en Neurología. M. Sc. (c) Epidemiología clínica. Facultad de Medicina, Universidad Nacional de Colombia. E-mail: rpardot@unal.edu.co .
Recibido
16 Febrero 2004/Enviado para Modificación 28 Mayo 2004/Aceptado 4 Junio
2004
RESUMEN
Objetivo Evaluar la relación entre estado nutricional y algunos factores relacionados con pobreza (diarrea aguda y hacinamiento) en niños menores de 6 años en Bogotá.
Métodos Se efectuó un estudio
transversal de base comunitaria, en el año 2000 en el área urbana
de Bogotá, usando una encuesta de hogares. Participaron 3 081 adultos
que tenían en sus hogares menores de 5 años. Este tamaño muestral se estableció para determinar un
parámetro poblacional binomial. Se
efectuó un muestreo multietápico. El
número total de la mues-tra
se redujo a 2 833 por borrado de observaciones con valores faltantes en las
variables dependientes (VDs). Los perímetros
cefálico y braquial fueron tomados como proxy
del estado nutricional. Se efectuó un MANOVA 2x2x2 sobre las dos VDs. Las variables independientes fueron hacinamiento (como
medida de marginalización) e infección intestinal aguda reciente.
El análisis incluyó ajuste secuencial por no ortogonalidad.
Resultados Las VDs mostraron baja correlación (r=0.3) y distribución simé-trica. La evaluación de las premisas de linearidad y multicolinearidad fueron satisfactorias. El test de ómnibus, usando el criterio de Wilk, mostró que las VDs combinadas resultaban significativamente afectadas por diarrea aguda reciente (F=9.65 p=0.000), por edad menor de un año (F=350.81 p=0.000) y por la interacción diarrea aguda–hacinamiento (F=6.25 p=0.000). Para evaluar la repercusión de cada efecto principal sobre las VDs individuales se efectuó un análisis de reducción de Roy-Bargmann. La homogeneidad de la regresión fue alcanzada por todos los componentes del análisis de reduc-ción. El perímetro braquial tiene una contribución única para predecir diarrea aguda reciente (Roy-Bargmann F 1,1 =13.1 p=0.000).
El perímetro cefálico tiene una contribución única para predecir diarrea aguda junto con hacinamiento (Roy-Bargmann F1, 1 = 10.22 p=0.001).
Conclusiones Los episodios recientes de diarrea y la pobreza, se relacionan con pobre condición nutricional. Los perímetros cefálico y braquial podrían ser indicadores atractivos de la condición nutricional subyacente.
Palabras Claves:
Pobreza, diarrea, niños, Bogotá (fuente: DeCS,
BIREME).
ABSTRACT
The brachial and cephalic perimeters as indicators of poverty and acute diarrhea in children under five years in Bogotá
Objective To
assess the relationship between nutritional status and some factors related
with poverty (acute diarrhea and overcrowding) in
children less than 6 years of age in Bogotá
Methods A
community-based, cross-sectional study, was
conducted during 2000 in the urban area of Bogotá, using a household
interview survey. 3 081 adults having in their homes children under five
years were interviewed. This number of participants was calculated to obtain a
representative sample of the city for estimating a binomial population
parameter. A multistage sam-pling was carried out.
The sample size was reduced to 2 833 with the elimination of cases missing
scores on dependent variables (DVs). Cephalic and
brachial perimeters (continuous variables), used as a proxy of nutritional
status (DVs), were selected as the main outcome
measures. A 2 x 2 x 2 multivariate analysis of variance was performed on two DVs. Independent variables were overcrowding (as a measure
of marginalization) and recent acute diarrhea. The
analyses included sequential adjustment for nonorthogonality.
Results DVs showed a low correlation (r=0.3) and a symmetric
distribution. Evaluation of assumptions of linearity and multicollinearity
were satisfactory. The omnibus test, using Wilk’s
criterion, showed that combined DVs were
significantly affected by recent acute diarrhea
(F=9.65 p=0.000), age less than 1 year (F=350.81 p=0.000) and the interaction
acute diarrhea - over-crowding (F=6.25 p=0.000). In
order to evaluate the impact of each main effect on the individual DVs, a Roy-Bargmann stepdown analysis was car-ried
out. Homogeneity of regression was achieved for all components of the stepdown analysis. The brachial perimeter has a unique
contribution to predict recent acute diarrhea (Roy-Bargmann F1,1=13.1
p=0.000). The cephalic perimeter has a unique contribution to predict acute diarrhea and over-crowding (Roy-Bargmann
F1, 1 = 10.22 p=0.001).
Conclusions Recent
acute diarrhea and overcrowding are related with poor
nutritional status. Brachial and cephalic perimeters could be attractive indicators
of different varieties of nutritional deficiency.
Key Words: Poverty, diarrhea,
child, Bogotá (source: MeSH, NLM).
xiste una intensa
interrelación entre enfermedad diarreica aguda (EDA),
desnutrición (DNT) y pobreza (1-3). La EDA, la DNT, la infección
respiratoria aguda (IRA), el sarampión y el paludismo, dan cuenta de 7
de cada diez muertos, en niños menores de 5 años en los
países en vías de desarrollo y por ello son las enfermedades
prevalentes en la infancia, agrupadas como objeto de trabajo para su
disminución a través de iniciativas y programas mundiales como la
estrategia AIEPI (Atención Integrada de las Enfermedades Prevalentes de
la Infancia). En los sitios donde estos eventos son emergentes, prevalentes o
endémicos, existe un común de-nominador: pobreza y precarias
condiciones de vida (4).
La EDA ha sido definida como la presencia de 3 o
más deposiciones en 24 horas (5,6). En términos generales es una
entidad de origen infeccioso, autolimitada y que en su forma aguda dura por
término medio ocho días (7). La EDA es un triste patrimonio de
las regiones donde falta el agua potable, no se dispone de adecuada
eliminación de excretas y donde hay hacina-miento, malas condiciones sanitarias
y déficit nutricional (8).
La pobreza ha sido definida, desde la perspectiva
estatal como la ausencia en la cobertura adecuada de las necesidades
elementales para la subsistencia humana (9). Colombia adoptó y
elaboró, desde 1 987, dos metodologías en el intento de obtener
estimadores de la proporción de personas pobres y analizar algunas de
sus características sociodemográficas. Las dos
metodologías señaladas, son las de Necesidades Básicas
Insatisfechas (NBI) y la de Línea de Pobreza (LP).
La primera metodología capta los hogares
que tienen carencias en bienes y servicios que se consideran esenciales para la
subsistencia de sus miembros. La metodología de LP capta los hogares que
tienen un ingreso por de-bajo del que se considera como mínimo requerido
para adquirir un conjunto de bienes y servicios necesarios para el sustento de
sus miembros. Estas metodologías han sido utilizadas ampliamente en
otros países del entorno latinoamericano (10). Los indicadores NBI son:
Hogares con vivienda in-adecuada (según sus pisos y paredes), Hogares
sin servicios básicos (sin agua ni acueducto), Hogares con hacinamiento
crítico (más de tres personas por cuarto de dormitorio), Hogares
con inasistencia escolar (al menos un niño entre 6 y 12 años sin acudir
a la escuela), Hogares con alta dependencia económica (jefe de hogar
desempleado, o con más de tres personas a su cargo y con un nivel de
escolaridad inferior a segundo primaria).
Recientemente, se ha comentado que los
indicadores NBI no son adecua-das para medir la situación de pobreza en
ciudades capitales como Bogotá D.C; sin
embargo los indicadores siguen siendo vigentes (11).
La malnutrición es un desorden en el que
están alteradas la estructura y la función orgánicas, como
consecuencia de una deficiencia o un exceso en la utilización de
nutrientes a escala tisular. Desde esta perspectiva la malnutrición
incluye dos tipos extremos de presentación: desnutrición o sobre-nutrición
(obesidad). La desnutrición entonces podría ser definida como la
con-secuencia de un incompleto, inadecuado, insuficiente o desequilibrado uso,
utilización o disposición de nutrientes a nivel de los tejidos
(12).
Puede a su vez clasificarse cualitativamente (13)
según el origen de ella (primaria o secundaria), el tiempo de
evolución (aguda, crónica), su grave-dad (leve, moderada,
severa), o su expresión, dependiendo el tipo de nutriente global
(proteico-calórico o Kwashiorkor) o nutriente
circunstancial (vitamina, mineral u oligoelemento) insuficiente en la
economía.
El estado nutricional de los niños, se ha
relacionado más con las infecciones que con la disponibilidad de comida
(14). Esto podría significar que el tratamiento primario de toda
desnutrición no es el soporte aislado de alimento, sino la
promoción de la salud y la prevención o el tratamiento de las
infecciones de la infancia.
Suficiente evidencia relaciona la Enfermedad
Diarreica Aguda (EDA) con la Desnutrición (DNT) en la población
infantil (15, 16). Esta relación cumple con los criterios de la
causalidad (17) (fuerza, consistencia, especificidad, gradiente
biológico, plausibilidad, coherencia, analogía) excepto en
lo referente a la relación temporal. Esto es, no puede establecerse
cuál variable precedió a la otra en el tiempo, si bien se ha
considerado tradicionalmente que la consecuencia nutricional de la EDA es la
DNT proteico - calórica y el retardo en el
crecimiento (18, 19).
Así las cosas, la relación
existente es de índole bidireccional o sea que
la EDA puede llevar a DNT y viceversa, pudiéndose perpetuar en un
círculo vicioso cuando quiera que alguna de las dos variables se presenten de manera intensa, persistente o recurrente (20).
La DNT y la EDA son dos variables del anfitrión, pero que dependen
intensamente del medio ambiente, muy especialmente de saneamiento ambiental e intradomiciliario, pobreza, hacinamiento, falta de higiene,
analfabetismo y otros factores socio-culturales de conocimientos, actitudes y
prácticas (21).
Los niños desnutridos tienden a tener
infecciones por largos períodos y suelen dar manifestaciones clínicas
más severas de la enfermedad (20). En ese mismo sentido, en las
áreas geográficas donde más existe DNT, hay una mayor
densidad de incidencia de EDA y de enfermedades prevalentes.
Los niños con EDA tienen deprimido el
apetito y esto es más marcado en la medida en que el cuadro
gastrointestinal es más intenso (18). El cuadro diarreico es en
sí un estado de malabsorción agudo, con
la consiguiente pérdida de líquidos, electrolitos y nutrientes,
el cual, con la hiporexia existente, determina
finalmente un episodio de desplome nutricional de variable intensidad
(18, 19). Los estudios han demostrado que el período inmediatamente
subsiguiente al cese del episodio diarreico es el momento ideal (y no otro)
para la recuperación de la condición nutricional preexistente a
dicho episodio (14). La falta de recuperación suficiente de las
pérdidas incurridas durante la convalecencia, determina un saldo en rojo
nutricional y una pérdida de las oportunidades para alcanzar el
crecimiento genético potencial es un hecho demostrado hace más de
50 años (22).
Es muy laborioso y habitualmente difícil
la evaluación o determinación de desnutrición en un
paciente, excepto en situaciones extremas. La fase clínica de la
enfermedad (donde se hacen evidentes síntomas y signos deriva-dos del
elemento insuficiente) es tardía en la historia natural de ella.
El problema radica, desde cierta perspectiva, en
una ausencia de un estándar de referencia adecuado, posiblemente por la
naturaleza hiper-compleja y multifactorial en causas
y efectos que subyacen a ella. La mayoría de los parámetros
investigados se han basado en su distribución "normal"
esta-dística, sin poder asegurar con certidumbre si aquellos individuos
cuyos valores se encuentran incluidos dentro de los parámetros normales
son nutridos, y por el contrario, aquellos por fuera de ellos son malnutridos.
De cualquier forma, tradicionalmente se han
utilizado la anamnesis general y alimentaria y el
examen físico como elementos diagnósticos iniciales de la situación
nutricional (23). En términos prácticos, el indicador más
importante desde el punto de vista funcional para la determinación del
estado nutricional en pediatría es la velocidad de crecimiento pondoestatural (24). Con base en mediciones
antropométricas se han propuesto diferentes escalas para su
determinación en forma categórica, como el peso para la edad, el
peso para la talla (25), o el peso para la talla en razón de la edad
(26).
Como lo referíamos previamente, estas
escalas funcionan adecuadamente en condiciones extremas, pero presentan grandes
inconsistencias en el momento de evaluar niños con sospecha
clínica de malnutrición (27).
El problema que subyace en este aspecto es la
escasa existencia de parámetros locales o regionales de las medidas de
crecimiento pondoestatural y de velocidad de
crecimiento infantil. Dada la falta de evidencia sólida que apoye las
recomendaciones, en forma reciente la Organización Mundial de la Salud
(OMS) ha propuesto adoptar en todos los países (desarrollados o no) las
curvas que con base en una distribución percentilar
fueron elaboradas por el Centro Nacional de Estadística de Salud de los
Estados Unidos (NCHS) (28). Se deben ajustar para edad las mediciones de peso
encontradas me-diante un proceso de estandarización
Z, y determinar la severidad de la des-nutrición de acuerdo con las
disminuciones progresivas en los valores negativos de las desviaciones
estándar obtenidas (p.ej. –2, -3,-4, etc). A partir de menos dos ( –2
DS) se considera el punto de corte para definir desnutrición (29).
Sin embargo, surge el inconveniente de reproducir
el proceso en áreas donde no se dispone de cartas o tablas, o donde
claramente las tablas de la NCHS no serían apropiadas.
Recientemente se ha utilizado la medición
del perímetro del brazo en su punto medio, como indicador nutricional.
Es atractivo por cuanto es fácil, puede hacerlo cualquier observador, no
necesariamente del área de la salud, sin experiencia especifica, con
elementos muy rudimentarios, de manera re-producible y sin la necesidad de
acudir a una escala o cartilla que puede no estar disponible en el momento en
que se necesite. Tiene poca variabilidad entre el año y los 5
años de edad del niño. En este rango, mediciones de 12,5 cm a 13,5 cm se consideran
compatibles con DNT moderada y cifras inferiores a 12,5 DNT severa (30). La
Fundación CIMDER de la Universidad del Valle validó una cinta de
colores, que al medir el perímetro del brazo, estima de manera
rápida y reproducible la condición nutricional de niños
menores de 6 años (31).
Dadas las interacciones existentes entre EDA,
pobreza y DNT , y las dificultades inherentes al
establecimiento de la condición nutricional, este tra-bajo
intenta establecer la relación existente entre la presencia de EDA reciente,
el hacinamiento (como variable proxi del estado de
pobreza) y los pe-rímetros braquial y
cefálico (como variables proxi somatométricas del estado nutricional) de los
niños menores de 5 años de Bogotá.
Si existiere alguna relación entre la
medición del perímetro del brazo o el cefálico, con la
aparición de un evento de diarrea y pobreza, estas medidas
antropométricas podrían caracterizar más adecuadamente a
aquellos individuos en estado de pobreza y en mayor riesgo de EDA o viceversa.
PACIENTES, MATERIALES Y MÉTODOS
Los datos corresponden a una encuesta poblacional
efectuada el año 2 000 en Bogotá, dentro de un proyecto para
evaluar los programas de enfermedad diarreica aguda (EDA) e infección
respiratoria aguda (IRA). En dicho estudio se empleó el modelo de Donabedian (32) para evaluación de calidad de
atención. Como población de estudio del componente comunitario de
dicha evaluación, se consideraron los hogares, los cuidadores y
niños y niñas menores de cinco años de edad. De dicha
población se tomó una muestra probabilística por medio de
un diseño de muestreo multietápico, una
de cuyas fases implicó estratificación con asignación
proporcional al tamaño del es-trato. Para efecto de la precisión
de estimadores requeridos en dicho estudio se determinó un tamaño
muestral de 3 264 unidades de observación. En
esta muestra se aplicó una encuesta de hogares para explorar
conocimientos, actitudes y prácticas frente a EDA. La existencia de
hacinamiento crítico y la presencia de al menos un episodio de EDA en
los últimos 6 meses, se verificó mediante la pregunta directa al
informante cuidador. Simultáneamente, personal entrenado, efectuó
en los niños de tales hogares la medición de los
perímetros cefálico y braquial (tercio medio, brazo derecho) de
acuerdo a los estándares (24,25,26,27). Fueron
descartados para el análisis aquellos niños con trastornos
evidentes del Sistema Nervioso Central o con lesiones agudas o recientes en los
miembros superiores. En el presente artículo se selecciona-ron aquellas
observaciones en las cuales las encuestas y las mediciones an-tropométricas aportaran información completa
en todas las variables requeridas para el análisis (2 845 encuestas).
Asumiendo que unos indicadores sencillos para
medir el estado nutricional son el perímetro cefálico y el
perímetro braquial, se tomaron estas mediciones como variables
dependientes. Como variables independientes, que pueden afectar los valores de
las variables dependientes, se tomaron las siguientes:
1.
Episodios de EDA en los últimos seis meses: Se
asume que tal antecedente puede ser generador de desplome nutricional.
2.
Nivel de pobreza: Se midió con una variable
“proxi” denominada “hacinamiento
crítico” (más de tres habitantes por dormitorio).
3.
Edad: Se categorizó en
2 grupos: Menores de un año y mayores de un año.
Para el análisis estadístico se
utilizó un modelo que plantea que los perímetros braquial y
cefálico, tomados como dos variables dependientes, se relacionan con
haber tenido EDA en los últimos 6 meses, con la pobreza y con la edad.
En dicho modelo deben considerarse las interacciones entre estas variables. Si
bien el modelo real supone relaciones bidireccionales,
en esta primera fase de análisis de plantea una relación
unidireccional (EDA – PO-BREZA – DNT). Para desarrollar dicho
modelo se ejecutó un Análisis de Varianza Multivariado
(MANOVA) 2 x 2 x 2 con dos variables dependientes para medir el estado
nutricional, utilizando un modelo de efectos fijos, de 3 vías, con
interacción. Este método es una generalización del ANOVA,
a una situación en la que hay varias variables dependientes (VDs) (33), y mide si las diferencias en las medias entre
grupos en relación con una combinación de variables dependientes
pueden ocurrir por azar. El MANOVA funciona mejor con VDs
moderadamente correlacionadas (34). A pesar de ser un método cuyo
análisis es más complicado que el del ANOVA, ya que su-pone un
análisis más riguroso de premisas, se seleccionó sobre el
de ANOVAS múltiples debido a las siguientes consideraciones (35):
1.
Al medir varias VDs se
aumenta la oportunidad de encontrar qué es lo que cambia como resultado
de los diferentes tratamientos y sus interacciones.
2.
Se protege de inflar el error tipo I debido a
comparaciones múltiples si se usan varios ANOVAS.
3.
Pueden revelarse diferencias que no son evidentes en
ANOVAS separados.
Si se demuestra que la interacción entre
los diferentes factores es significativa y positiva pierde todo sentido la
interpretación puntual de cada uno de los efectos principales de los
factores (36). Para el análisis del modelo multivariado
se utilizó el programa MANOVA de SPSS®. La prueba de
normalidad de datos multivariados se efectuó
con el programa STATA®. Para el análisis de los datos se
efectuó un ajuste secuencial para no ortogonalidad.
RESULTADOS
Se analizaron 2 845 mediciones. En dicha muestra
el 13,6 % de los niños menores de 6 meses presentaron al menos un
episodio de EDA en los 6 meses previos a la medición (IC95%:
12,3 a 14,8). El 15,2 % viven en hacina-miento (IC95%:13,9 a 16, 5).
El 12,6 % de los niños de la muestra tienen me-nos de 1 año de
edad (IC95%: 11,4 a 13,9).
La media del perímetro braquial fue 16,2
centímetros (IC95%: 16,0 a 16,32) y la de perímetro
cefálico 48,1 cm ( IC95%:
48,00 a 48,29).
Los anteriores estimadores de parámetros
poblacionales se calcularon haciendo el ajuste correspondiente al método
de muestreo empleado (37).
Para el análisis multivariado
el orden de entrada de las variables independientes fue EDA –
hacinamiento crítico – edad. Las dos variables dependientes
mostraron una correlación baja (r = 0.3) y distribución
simétrica. Usando el método de Hadi
(38), no se detectaron valores extremos multivariados.
Mediante el uso de herramientas gráficas, la evaluación de las premi-sas de linealidad y multicolinealidad fue satisfactoria para poder ejecutar el
método. La homogeneidad de las matrices de varianza – covarianza se evaluó con la prueba M de Box del
programa SPSS MANOVA; aunque se descartó homogeneidad de las matrices de
varianza – covarianza, de acuerdo con lo
planteado por Hakstian, Roed y Lind
(39) se consideró que no había influencia sobre los valores de
error tipo I, dado que los mayores valores de varianza no dependían de
las celdas más pequeñas.
Usando el criterio de Lambda de Wilks, en la prueba de ómnibus se en-contró que las VDs
combinadas eran significativamente afectadas por el antecedente de EDA en los
últimos 6 meses (F (2, 2824) =9.65, p=0.000),
por la edad (F(2, 2824)=350.81, p=0.000) y por la interacción EDA –
Hacinamiento ( F(2, 2824)=6.25 p=0.000).
El modelo predice mejor la variabilidad del
perímetro cefálico que la del perímetro braquial (η2cefálico
= 0.332, η2braquial = 0.063).
Para evaluar el impacto de cada variable
independiente sobre cada VD individualmente, se efectuó un
análisis de reducción de Roy-Bargmann. Este método permite controlar la tasa de
error tipo I por múltiples pruebas F, y ajustar el análisis por
la presencia de correlación entre las VDs.
Previamente se evaluó la homogeneidad de la regresión para los
componentes del análisis. Los resultados de este análisis de
reducción y los de las F univariadas son
equivalentes a un nivel de significación de 0.01. Los resultados se
muestran en la Tabla 1.
Tabla 1. Valores F univariados
y de Roy-Bargmann del
modelo entre las Variables Dependientes (Perímetros Braquial y
Cefálico) e Independientes (EDA, Hacinamiento, Edad) solas y con sus
interacciones
|
VD |
VI |
F univariada |
F Roy-Bargmann |
|
|
Perímetro Braquial |
EDA |
13.10* |
13.10* |
|
|
Hacinamiento |
1.05 |
1.05 |
||
|
Edad |
107.28* |
107.28* |
||
|
EDA*Hacinamiento |
2.27 |
2.27 |
||
|
EDA*Edad |
0.44 |
0.44 |
||
|
Hacinamiento*Edad |
0.004 |
0.004 |
||
|
EDA*Hacinamiento*Edad |
1.36 |
1.36 |
||
|
Perímetro Cefálico |
EDA |
2.26 |
6.18 |
|
|
Hacinamiento |
0.48 |
0.20 |
||
|
Edad |
686.68* |
572.64* |
||
|
EDA*Hacinamiento |
12.08* |
10.22* |
||
|
EDA*Edad |
0.004 |
0.05 |
||
|
Hacinamiento*Edad |
0.03 |
0.03 |
||
|
EDA*Hacinamiento*Edad |
3.17 |
2.36 |
||
* p< 0.0; VD: Variables Dependientes. VI:
Variables Independientes
Se encontró que el perímetro
braquial tiene una contribución única para predecir el
antecedente de haber tenido EDA en los últimos 6 meses (F de Roy-Bargmann 1,1=13.1 p=0.000). De tal manera, quienes tienen antecedente de EDA
en los últimos seis meses tienen perímetros braquiales meno-res
(los valores marginales del perímetro braquial ajustado por la edad
cate-gorizada son 15,2 cm,
en quienes tienen antecedente de EDA y 15,6 cm para
los que no tienen dicho antecedente).
Las dos VDs contribuyen a diferenciar entre los dos grupos de edad
(F de Roy-Bargmann1,1=572.64
y 107.28 p=0.000).
El perímetro cefálico tiene una
contribución única para predecir el tener simultáneamente
EDA en los seis meses previos y vivir en hacinamiento (F de Roy-Bargmann 1, 1 = 10.22 p=0.001).
Los valores de las medias marginales del perímetro cefálico
ajustadas por el efecto de la edad se ilustran en la Tabla 2.
Tabla 2. Valores en las
medidas marginales del perímetro cefálico según la
existencia de hacinamiento y algún episodio de EDA en los últimos
6 meses, ajustadas por edad
|
|
|
Hacinamiento Crítico |
|
|
|
SI |
NO |
|
|
EDA en los últimos 6 meses |
SI |
46,3 cm |
47,4 cm |
|
NO |
47,3 cm |
46,9 cm |
De acuerdo con estos datos, quienes
simultáneamente tienen antecedentes de EDA en los 6 meses previos y
viven en hacinamiento, presentan los menores perímetros
cefálicos. Esto se ilustra en el gráfico de interacción de
la Figura 1.
Figura 1. Interacción para
relación entre perímetro cefálico
y
hacinamiento crítico según la existencia de EDA
EDA SI: Al menos un episodio de Enfermedad Diarreica Aguda en los
últimos 6 meses
EDA NO: Sin un episodio de Enfermedad Diarreica Aguda en los últimos
6 meses
DISCUSIÓN
El presente estudio analiza una relación
documentada entre EDA, pobreza y DNT. Se efectuó el análisis
estadístico mediante MANOVA, teniendo en cuenta la correlación
existente entre perímetro braquial y cefálico. Dentro del
análisis se controló por la variable edad, dada la obvia
relación entre esta variable y las medidas antropométricas.
Se encontró que el impacto de un episodio
de EDA se refleja más en el perímetro braquial. Esto puede
sugerir que el brazo se tome como un indicador útil de desplome
nutricional. Podría estandarizarse esta medida de tal forma que sea
tomada al inicio y al final de un episodio de EDA, como forma de establecer el
impacto nutricional del episodio y efectuar el seguimiento de la
recuperación nutricional del niño. En síntesis, el
perímetro braquial puede ser un indicador de DNT aguda.
Asumiendo la validez del hacinamiento como un proxi de pobreza, los niños que
simultáneamente tienen esta condición y un episodio de diarrea en
los últimos seis meses tienen perímetros cefálicos
menores. Esto puede estar reflejando un grupo de menores en los que la pobreza,
junto con la presencia de enfermedades infecciosas estén produciendo un
impacto más generalizado sobre el desarrollo pondo estatural,
o, vista la situación desde otra di-reccionalidad,
niños desnutridos por la pobreza en quienes se presentan con mayor
frecuencia este tipo de enfermedades. En este caso podría plantearse que
el perímetro cefálico sea un indicador de DNT crónica.
En estudios poblacionales es difícil medir
“pobreza” y “DNT”. En estas circunstancias no se
evalúan casos extremos, que son los que asisten a consulta y sobre los
cuales, constructos tales como la desnutrición
son más fáciles de medir. El presente estudio muestra que el
papel aislado de mediciones tales como los perímetros cefálico y
braquial es cuestionable dado que, a nivel de estudios poblacionales, la
diferencia entre “enfermos” y “sanos” es muy
pequeña (solo algunos milímetros), lo cual compromete de manera
importante sus características como prueba diagnóstica en tal
escenario. En el caso del Perímetro Braquial, la diferencia existente
entre aquellos con y sin EDA reciente es de tan sólo cuatro
milímetros, con un valor para los casos de EDA reciente de 15,2 cm. En
aquellos con hacinamiento y EDA reciente, el perímetro cefálico
resultó siete milímetros menor que en aquellos sin hacinamiento y
sin EDA reciente, con un valor para estos últimos de 46,9 cm. Una
recomendación surgida del presente trabajo es que se desarrollen
instrumentos e indicadores para medir de manera válida y confiable condiciones
como la desnutrición o la pobreza, o que se generen índices de
riesgo que evalúen el papel simultáneo de múltiples
determinantes.
Como puede verse de los resultados arrojados por
este estudio, la relación entre las variables analizadas no puede
establecerse en un solo sentido: DNT antecede a EDA, EDA genera desplome nutricional,
la DNT a largo plazo produce individuos menos aptos para adaptarse y por ende
con mayor riesgo de vivir en situación de pobreza. En un plano
bidimensional, la relación po-dría
expresarse gráficamente como lo muestra la Figura 2.
Figura 2. Relación
bidimensional entre EDA y DNT
Incorporando una dimensión adicional, la pobreza, esta
relación puede expresarse como lo muestra la Figura 3.
Figura 3. Relación
multidimensional DNT – EDA - POBREZA
Puede incluso plantearse, que la relación
circular, tal como lo sugiere este estudio, sea definida como un subtipo o
síndrome particular: El síndrome
Pobreza–desnutrición–EDA. Para la definición de tal
estructura sindromática, es necesario que los
tipos de relaciones entre grupos sintomáticos o dominios se estudien con
técnicas estadísticas específicas que permitan analizar
características de variables latentes. Dentro de dichas técnicas
se encuentran las ecuaciones estructurales de análisis causal (40).
Agradecimientos. Al profesor Jaime Becerra
(q.e.p.d), por su amistad y sus enseñanzas. A
la Secretaría de Salud de Bogotá por la base de datos con la que
se efectuó este estudio.
REFERENCIAS
1.
Javaid N, Haschke F, Pietschnig B, et al. Interactions between infections, malnutrition
and iron nutritional status in Pakistani Infants. A Longitudinal study. Acta Paediatr Scan Suppl 1991;374:141 –50.
2.
Araya
M, Espinoza J, Brunser O, Pacheco I, Cruchet S. Application of the model for predicting
morbidity in children from low socioeconomic level. Rev Med Chil
1992;120(3): 342-8.
3.
Punyaratabandhu P, Vathanophas K, Varavithya
W, Shangchai R, et al. Child-hood diarrhoea in a
low-income urban community in Bangkok: incidence, clinical features, and child
caretaker’s behaviours. J Diarrhoeal Dis Res 1991; 9(3):244-9.
4.
Benguigui Y,
López FJ, Sdhmunis G, Yunes
J. Eds. Infecciones Respiratorias en
niños-Washington, DC.:OPS; c1997. Xxv, 496p.—(OPS. Serie HCT/ AIEPI-1).
5.
Programme
for the control of Diarrhoeal Disease. A manual for the treatment of diarrhoeal.
Geneve: World Health Organization; 1990. WHO/CDD/
SER/80.2 Rev 1990.
6.
OMS.
Clinical management of Acute Diarrhea. WHO/DDC:79.3.
7.
Echeverry J, Rojas E.
Enfermedad diarreica infecciosa. En: Álvarez E, Paláu
JM (Ed). Infecciones en Pediatría, Prevención,
diagnóstico y tratamiento. 2º Edición. Bogotá: McGraw Hill Interamericana; 1997. p. 289-306.
8.
Hoyle
B, Yunus M, Chen LC. Breast feeding and food intake
among children with acute diarrhoeal disease. Am
J Clin Nutr. 1980;33:2365-71.
9.
Departamento Nacional de Estadística, DANE.
Boletín DE Estadística, Nº 429; diciembre de 1988.
10.
Departamento Administrativo Nacional de
Estadísticas, Departamento Nacional de Planeación, PDUD, UNICEF.
La pobreza en Colombia, Tomo I,. 1989. p. 458.
11.
Universidad Nacional de Colombia, FESCOL, CINEP.
Equidad en la política social en Colombia I. 1999.
12. Ramos-Galván
R. Significado y empleo de las referencias somatométricas
de peso y talla en la práctica pediátrica y
epidemiológica. Bol Med
Hosp In Mex 1992;49(6):321-24.
13. Viteri FE. Protein energy malnutrition.
In:
14. Morley DC. Measles in the developing
world. Proc Roy Soc Med. 1974;67:1112-15.
15.
16. Whithead RG. Protein and energy requirements
of young children living in the developing countries to allow for cach-up growth after infections. Am J Clin
Nutr 1977;30:1545-47.
17. Rothman KJ,
18. Martorell R, Yarbrough C, Yarbrough S, Klein
RF. The impact of ordinary illnesses on the dietary intakes of malnourished
children. Am J Clin Nutr 1980; 33:345-50.
19. Rowland MG, Cole TJ, Whithead RGA. A quantitative study into the role of infection
in determining nutritional status in Gambian village children. Br J Nutr. 1977;441-50.
20. Hirschhorn N, Denny KM. Oral glucose
electrolyte therapy for diarrhea: A means to maintain
or improve nutrition. Am J Clin Nutr.
1975;28:189-92.
21. Black RE, Chel
LC, Harkavy O, Rahaman MM,
Rowland MGM. Prevention and control of the diarrhoeal disease. In: Chen LC,
Scrimshaw NS (Eds). Diarrhea
and malnutrition: Interactions, mechanisms and interventions.
22.
Chung
AW, Viscorová B. The effect of early oral
feeding versus early oral starvation on the course of the infantile diarrhea. J Pediatr 1948;33:14 – 20.
23.
Echeverry J, Ardila E. Pruebas diagnósticas y proceso
diagnóstico. En: Ardila E, Sánchez R, Echeverry J, (Ed.). Estrategias
de investigación en medicina clínica. Bogotá: Editorial el
Manual Moderno; 2001. p. 135 – 68.
24.
Fomon SJ, Nelson SE.
Tamaño y Crecimiento. En: Fomon SJ (Ed.). Nutrición del lactante. Bogotá: Mosby/Doyma Libros; 1995. p. 36
–83.
25. Mclaren DS, Read WWC. Classification of
nutritional status in early childhood. Lancet 1972;2:146-7.
26. Waterlow J. Classification and definition of
protein-calorie malnutrition. BMJ 1972;2:566-9.
27. Wright J, Ashemburg
CA, Whitaker RC. Comparison of methods to categorize under nutrition in
children. J Pediatr. 1994; 124:944 – 6.
28. National Centre of Health
Statistics: MCHS Growth Curves for children 0-18 years.
29.
Peterson
K, Chen L. Defining undernutrition for public health
purposes in the
30.
Besada S. Desnutrición. En: Rojas C, Guerrero R.
Nutrición clínica y gastroenterología pediátrica.
Bogotá: Editorial Médica Panamericana; 1999. pp.141 –58.
31.
Marín MA, González MC, Alonso ME,
Beltrán M. Circunferencia de brazo como indicador de riesgo de
desnutrición en preescolares. Salud Publica Mex 1993; 35: 667-672.
32. Donabedian A. (1966). Evaluación de la Calidad de
atención médica. En: Whie KL, Frenk J, Ordóñez, y cols.
(Ed.). Investigaciones sobre servicios de sa-lud: Una antología.
33. Gnanadesikan R. Methods for statistical data
analysis of multivariate observations.
34. Tabachnick BG, Fidell
LS. Using multivariate statistics. 3rd ed. Northridge: Harper Collins
Publishers Inc.; 1996. p. 406.
35. Bray JH, Maxwell SE. Multivariate
analysis of variance.
36. Arnau
J. Diseños experimentales multivariables.
37. Levy PS, Lemeshow
S. Sampling of populations. Methods and applications. 3rd edition.
38.
39.
40. Maruyama GM. Basics of structural
equation modeling.