Acceso a la educación en salud y su potencial en la disminución de la incidencia de diarrea infantil en las poblaciones costeras de Yucatán, México
Accessing to education in health and its potential in reducing the impact of diarrhea in children in the coastal village of Yucatan, Mexico
Rubén Solís1*, Benito Salvatierra2*, Austreberta Nazar3* y Arturo Torres4*
Resumen
Introducción: La educación en salud o pláticas en el ámbito institucional mitiga la incidencia de diarrea infantil. Yucatán es el estado con las mayores tasas de incidencia de diarreas a nivel nacional; el impacto de las pláticas, como parte de un programa de salud, en la incidencia de diarreas ha sido insuficientemente estudiado. Objetivo: Analizar el rol del acceso a las pláticas para prevenir la incidencia de diarreas infantiles. Metodología: Se utilizó el muestreo de encuestas en 151 hogares, se encontró a 187 niños menores de cinco años de edad. El estudio se realizó en tres segmentos muestrales de la zona costera, con diferentes condiciones ambientales: Progreso (puerto urbano concentrado), Celestún (reserva biosfera, turismo, urbanizada) y Río Lagartos (turismo, reserva biosfera rural). Se estimó la tasa de prevalencia lápsica de diarrea, los casos fueron las diarreas ocurridas en los 15 días inmediatos previos a la encuesta. Se hizo análisis descriptivos, bivariados, estratificados y la regresión logística binaria. Resultados: Se registró una tasa de prevalencia lápsica de 13.37% (n=25 casos). El análisis logístico multivariado mostró el impacto protector significativo de las pláticas (β=-2.105; RM=0.163; y ρ= 0.018) con un efecto que equivale a 6.25 veces menos riesgo de presentar episodios diarreicos. Conclusión: Las pláticas, como política de salud, tienen impacto en la disminución de las diarreas; esto sucede en especial si se llevan a cabo entre los beneficiarios de los programas sociales. ]]>
Palabras Clave: Educación en salud, políticas de salud, programa de gobierno Oportunidades, poblaciones costeras, prevalencia lápsica, diarreas infantiles, Golfo de México, Yucatán, México.
Abstract
Introduction: Health education or institutional talks mitigate infant diarrhea incidence. Among the country, Yucatán is the state with the highest diarrhea incidence rates; the impact of the talks, a health program, over diarrhea incidence is insufficiently studied. Objective: Analyze the talk access role in order to prevent infant diarrhea incidence. Methodology: A sampling survey was used among 151 household, 187 children under 5 years old were found. The study was carried out over three sampling segments in the coastal zone with difference environmental conditions: Progreso (port, urban-concentrated), Celestún (urban, tourism, biosphere reserve) and Río Lagartos (rural, tourism, biosphere reserve). Diarrhea lapsic prevalence rate was estimated, the cases taken into account were diarrheas occurred 15 days immediate before the survey. Descriptive, bivariate, stratified analyses and binary logistic regression were done. Results: Diarrhea lapsic prevalence rate was recorded as 13.37% (n= 25 cases). Multivariate logistic analysis showed the talks significant protective impact (β=-2.105; RM=0.163; y ρ= 0.018) with an effect equivalent to 6.25 times less risk of presenting diarrhea episodes. Conclusion: The talks, as a health policy, have impact over the diarrheas decrease, especially if these are carried out among the social program beneficiaries.
Keywords: Health education, health policy, government program Oportunidades, coastal populations, period prevalence, childhood diarrhea, Gulf of Mexico, Yucatán, Mexico 1. Introducción ]]>
De acuerdo con estimaciones de la Organización Panamericana de la Salud (OPS) en América Latina y el Caribe, 5.1% de las muertes en menores de cinco años son debidas a diarrea y deshidratación (OPS, 2008). Aunque en la última década la prevalencia de enfermedades diarreicas agudas ha disminuido significativamente en México de 13.1% en 2006 a 11.0% en 2012, sigue conservando el segundo lugar entre las causas de muerte prevenible en niños menores de cinco años (Ferreira-Guerrero et al.., 2013).
Estudios como el realizado por Henry, Huttly, Patwary y Aziz (1990) en zonas rurales de Bangladesh demuestran que, en términos del impacto a la salud, son igual de importantes los usos y cuidados que las personas tienen sobre el agua de consumo que la contaminación misma del recurso; es decir, no basta con tener una distribución de agua entubada de buena calidad, ya que los usos y tratamientos que las personas tengan sobre este recurso en sus hogares podría potenciar los riesgos a su salud. En este sentido el acceso a la educación en salud (pláticas) juega un papel importante en la transmisión de los conocimientos necesarios para un manejo adecuado del recurso.
Ante este panorama, es importante resaltar que las medidas que se toman para enfrentar la enfermedad se basan en las políticas sanitarias, que expresan -entre otras cosas- la manera en que el Estado intenta dar respuesta a los problemas de salud y enfermedad, así como las correlaciones de fuerzas de las clases sociales dentro de un determinado sistema político (Ulate y Keijzer, 1985). El acceso desigual a las políticas sanitarias no es único de México, Bhutta et al. (2013) llevaron a cabo una evaluación de las estrategias que los gobiernos de Pakistán, Bangladesh y Etiopía han realizado para mitigar la morbimortalidad por diarrea y neumonía en los menores de cinco años; en dicho estudio establecen que una limitación importante para que estas estrategias tengan un mayor impacto es el poco énfasis en la reducción de las desigualdades entre la población, que se ven reflejadas en una discrepancia en la provisión de los servicios de salud.
Lo anterior explica en parte por qué a pesar de que durante más de 40 años la educación en salud, que llamaremos pláticas, se ha llevado a cabo en México, los efectos de la misma no han sido los esperados (Keijzer, 2005), tanto así que el estudio más reciente sobre incidencia de diarreas en menores de cinco años en México resalta como una de las principales acciones a tomar reforzar prácticas adecuadas de diagnóstico y tratamiento de las enfermedades diarreicas (Ferreira-Guerrero et al.., 2013). A esto se le suman los serios problemas de incidencia de diarrea que aún se presentan en México, sobre todo en las zonas rurales y urbano marginales donde aún es alta, a pesar de las constantes campañas de manejo del agua para consumo emitidas por parte de la Secretaría de Salud.
En este contexto, debido a sus condiciones climáticas y a la gran población rural con que cuenta, Yucatán es uno de los estados del país que presenta mayores casos de episodios de diarrea anualmente. Estos casos están asociados con el agua (Vázquez y Zapata, 1992), reportándose un incremento de 4% en la proporción de niños y niñas con episodios de diarrea entre el 2006 y el 2012 (Ferreira-Guerrero et al.., 2013); de este porcentaje, las poblaciones localizadas en la franja costera presentan mayor vulnerabilidad (Alonso y Acosta, 2003). Por esto, el presente estudio tiene como objetivo analizar si el acceso a la información en salud o pláticas sobre el manejo del agua y medidas preventivas para evitar diarreas en las personas menores de cinco años está contribuyendo a la reducción de la incidencia de diarrea infantil de las comunidades costeras de Yucatán. ]]>
1.1. Educación para la salud
La Educación para la Salud fue definida en la 36a Asamblea Mundial de la Salud celebrada en ALMA-ATA en 1983 como:
cualquier combinación de actividades de información y educación que lleva a una situación en la que la gente desee estar sana, sepa cómo alcanzar la salud, haga lo que pueda individual y colectivamente para mantener la salud y busque ayuda cuando lo necesite (Casero, 2008, p. 49).
En el caso de México, la Ley General de Salud, publicada en febrero de 1984, establece que la educación para la salud tiene por objeto:
fomentar en la población el desarrollo de actitudes y conductas que le permitan participar en la prevención de enfermedades y accidentes, proporcionar conocimientos sobre las causas de las enfermedades y de los daños provocados por el ambiente, orientar a la población sobre diversas materias como: nutrición, salud mental, bucal, educación sexual, planificación familiar, riesgos de la automedicación, prevención de la farmacodependencia, uso adecuado de los servicios de salud, prevención de accidentes, prevención y rehabilitación de la invalidez y detección oportuna de enfermedades (Ulate y Keijzer, 1985, p. 173). ]]>
Sin embargo, en la realidad la situación de las comunidades rurales del país respecto al acceso a la educación para la salud difiere de lo planteado institucionalmente.
En el caso de Yucatán, es importante puntualizar que los altos índices de diarrea persisten, a pesar de que cerca del 92.0% de las viviendas en el estado (según datos oficiales) cuenta con agua entubada y recibe información por parte de la Secretaría de Salud desde 1995 sobre la higiene y el manejo adecuado del agua para consumo a través de los Programas de Prevención y Control de Enfermedades Diarreicas (Secretaría de Salud, 2012). Lo anterior indica que hay varios factores que no se están tomando en cuenta en el análisis de esta problemática, en la cual se ven implicados tanto aspectos directamente relacionados con los programas de educación emitidos por el sector salud (como el verdadero acceso que tienen las familias costeras a esta información, el contenido y las formas como dicha información es transmitida a la población) como aspectos de otra índole (como las diferencias que podrían existir entre diversos contextos, las condiciones socioeconómicas de las familias, la jefatura familiar, el conocimiento sobre la calidad del agua y el manejo doméstico de la misma) (Alonso y Acosta, 2003).
2. Área de Estudio
El estudio se realizó en las comunidades de Río Lagartos, Celestún y Puerto Progreso, localizadas en la zona costera de Yucatán, Golfo de México y representativas de diferente características socioambientales de la región (Figura 1). De estas tres poblaciones, Progreso es considerada la única zona urbana de la costa yucateca con un total de 53,958 habitantes y 14,348 hogares, mientras que Celestún y Río Lagartos son comunidades rurales; la primera tiene un total de 6,831 habitantes y 1,808 hogares y la segunda, una población total de 3,438 habitantes.
Es importante resaltar que la población costera de Yucatán es primordialmente mestiza, carente del dominio de algún idioma autóctono. Se ha poblado como producto de las constantes migraciones de diferentes partes del país (Instituto Nacional de Estadística Geografía e Informática [INEGI], 2010). ]]>
Contextos medio ambientales del área de estudio en la línea de mar del Estado de Yucatán, México.
3. Metodología
Se realizó la Encuesta sobre la incidencia de periodo de diarreas infantiles, agua y educación para la salud (EIDI, 2014), un estudio transversal con base en el muestreo aleatorio simple de encuestas domiciliarias (Hernández, 2007). La unidad de análisis fueron los hogares de las comunidades costeras de Progreso, Celestún y Río Lagartos. En cada asentamiento se seleccionaron las Áreas Geoestadísticas Básicas (AGEB) (INEGI, 2010). En cada AGEB seleccionada, primero se hicieron censos casa por casa; con base en estos, se realizó una selección aleatoria de un sub segmento de hogares. La unidad de análisis o espacio muestral fue las viviendas, y la unidad de observación o de medición de las variables fue todos sus miembros, en especial las personas menores de cinco años de edad.
La efectividad de la encuesta se comprobó con pruebas pilotos realizadas en comunidades con condiciones similares a las elegidas para el estudio. Dicha encuesta se aplicó a los jefes o jefas de la familia. En caso de que en el hogar hubiera niños o niñas menores de cinco años de edad, se les aplicaban las preguntas para detectar casos de enfermedades diarreicas agudas (EDA) en el momento de la entrevista (casos incidentes) o en el lapso de los últimos quince días previos (casos prevalentes del periodo) a la misma. Con base en dicha información se estimó la prevalencia lápsica (incidencia en el periodo) de diarrea en las personas menores de cinco años.
Se estimó el número de encuestas con base en el muestreo aleatorio simple (MAS) (Cochran, 1998, pp.103-120)5.Se consideró una prevalencia (varianza) reportada en 11.0% (Ferreira-Guerrero et.al., 2013) casos en menores de cinco años de edad (p=0.110), un error de muestreo del cinco por ciento (d=0.05), un nivel de confianza de 95.0% (Z=1.96) y una tasa de no respuesta del 15% (d=0.15). Con los parámetros previos se estimó la muestra en 173 individuos, estos se dividieron entre 4.5 personas/viviendas para un total de entre 38.5 viviendas por AGEB o segmento muestral. Al final se obtuvo más viviendas (nviviendas=151) para asegurar el mínimo de 30 viviendas con niños o niñas de la población de estudio por segmento muestral. ]]>
El trabajo de campo consistió en tres etapas: en la primera, se hizo el censo por AGEB (de 120 a 200 viviendas) para estructurar el marco muestral (edad, sexo, parentesco); en una segunda etapa se seleccionó aleatoriamente un promedio de 50 viviendas a encuestar y de ellas se aplicó la cédula al menos en 30 viviendas con niños y niñas elegibles de cada AGEB; finalmente, en esas mismas viviendas se hicieron preguntas sobre el factor representativo de la política "acceso a la información en salud (pláticas)", proporcionada por el sector salud, y todas las otras variables sociodemográficas, considerando ese factor como la exposición principal.
En la misma encuesta se tomaron en cuenta variables relacionadas con la condición socioeconómica. Entre ellas se encuentra: el sexo, la edad, los ingresos per cápita por 5 'n=[(Z2*p(1-p))/(d2)]*(TNR) día (IPCD) por familia (en dólares de EUA), comunidad de origen, tamaño de la familia, jefatura familiar, y escolaridad de los integrantes de la familia de 13 años en adelante; esto permitió tener un entendimiento integral de la problemática abordada, con el objetivo de identificar hasta qué punto se da el "acceso a la información en salud" e indagar sobre algún factor adicional que pudiera estar afectando en mayor medida la prevalencia de diarrea en las personas menores de cinco años.
Las variables señaladas se dividieron en dos grupos. El primero es la variable dependiente, que fue los episodios de diarreas al momento del estudio y en los 15 días previos a la encuesta. El segundo son las variables y covariables independientes que fueron las pláticas (la intervención o política de salud) y las otras variables, el ingreso per cápita por día (IPCD), la edad y el sexo del menor o la menor, el sexo de la jefatura de hogar, el tamaño o número de miembros de la familia, la escolaridad promedio por familia entre miembros de 13 y más años de edad, la comunidad o segmento de origen que representaban al tipo de contexto ambiental costero (urbano, rural densamente poblado y rural poco poblado), los programas de gobierno (sociales y económicos), y las medidas preventivas para el manejo del agua de consumo humano (de garrafón o de tubería).
Las variables cualitativas o categóricas fueron transformadas en dummy variables, con códigos 1,0 para cada categoría; las variables cuantitativas fueron analizadas en sus formatos originales.
El tamaño de la muestra obtenido en trabajo de campo fue de 151 familias, en las cuales se registró a 187 menores de cinco años. El efecto de las variables continuas sobre la incidencia de diarrea infantil fue analizado con la prueba t de Student para comparación de medias. "El efecto de los factores nominales (variables dummy) sobre la incidencia de diarreas se estimó utilizando tablas de contingencia para pruebas de bondad de ajuste, y para determinar si dicho efecto es estadísticamente significativo se emplearon las pruebas Chi-cuadrada, G2 (X2 de máxima verosimilitud o chi-square goodness of fit), y asociación lineal (X2 de tendencias) dependiendo de las características de cada factor de exposición" (Zar, 2010, pp. 490-510). ]]>
En el caso de aquellas variables categóricas como las temáticas de las pláticas del sector salud, comunidad de origen (contexto medio-ambiental), beneficiario de algún programa gubernamental y conocimiento local para prevenir enfermedades, con más de dos niveles de exposición, se tomó como referencia la categoría con la prevalencia de diarrea infantil más baja. Finalmente, se realizó un análisis multivariado de regresión logístico binaria, usándose como variable dependiente la presencia o no de casos de diarrea infantil y como factores de riesgo o factores de protección y factores de riesgo. Todos los análisis estadísticos fueron realizados con ayuda del programa SPSS versión 21.0.
4. Resultados
De las 187 personas menores de cinco años (n) incluidas en el estudio, se registró una prevalencia lápsica o incidencia acumulada del periodo del 13.37%. 25 niños/as presentaron episodios de diarrea en los 15 días inmediatos previos a la aplicación de la encuesta. Esta tasa registrada en 2014 es mayor a la tasa de 11.0 % nacional reportado en la Encuesta Nacional de Salud y Nutrición (ENSANUT, 2012).
Del número mencionado, el 20.9% (n=39) pertenecía a familias que reportaron tener acceso a pláticas de la Secretaria de Salud (SSA), el 9.1% (n=17) pertenecía a familias que reportaron haber tenido acceso a otro tipo de pláticas (salud reproductiva, alimentación, signos de riesgos respiratorios, entre otras), y el 70.0 % (n=131) pertenecía a familias sin ningún tipo de pláticas por parte del sector salud.
En la tabla 1 se puede observar que la prevalencia lápsica en las familias que habían recibido pláticas fue de 5.1 %, en familias sin acceso a pláticas fue de 15.3% y familias con acceso a otro tipo de pláticas no relacionadas con el agua y las diarreas de 17.6%. En suma, el impacto protector de las pláticas es aproximadamente tres veces inferior con relación al grupo de estudio sin pláticas o con otro tipo de plática (X2=3.53; 2 gl; p=0.171). ]]>
Al comparar la comunidad de origen, que fue el indicador medio ambiental, se observó una clara tendencia negativa entre condiciones del medio ambiente y las tasas de infecciones diarreicas agudas (TIDI) (X2=3.07; 2 gl; p=0.08). En Celestún, que es contexto rural concentrado con menor infraestructura sanitaria, se reportó la mayor TIDI con 17.9%, seguido por Puerto Progreso, urbanizado concentrado y con mejor infraestructura de servicios públicos (agua, luz, drenaje), y finalmente, Río Lagartos, contexto rural disperso, con la menor TIDI (0,60 %) y representativo del segmento rural disperso de la costa del Golfo de México.
Esta situación, contrasta con otros estudios que indican una mayor tasa de incidencia de diarrea infantil en zonas rurales que urbanas (Vázquez y Zapata, 1992), lo cual hace pensar que el efecto del contexto de cada comunidad va más allá de si la comunidad es urbana o rural. Finalmente, con relación a las otras covariables exploradas, tampoco se registró evidencia estadística de diferencias y los resultados fueron: sexo del o la menor (X2=0.622; 1 gl; p=0.43), sexo de la jefatura del hogar (X2=0.007; 1 gl; p=0.93), manejo del agua entubada para el consumo (X2=0.002; 1 gl; p=0.96), manejo del agua embotellada (X2=0.06; 1 gl; p=0.80), y nivel de conocimiento de la madre para prevenir las diarreas (X2=4.15; 5 gl; p=0.527) (tabla 1).
En la Tabla 1, también es posible observar que el ser beneficiario de programas sociales como Oportunidades y otros programas económicos de gobierno (PSEG) no significó que se presente una menor TIDI (X2=2.47; 2 gl; p=0.29). Llama la atención que la mayor prevalencia de periodo se observó entre los hijos e hijas de los beneficiarios de los programas sociales (21.6%), quizás asociado con familias más pobres versus los beneficiarios de proyectos productivos de pesquería y del campo (10.0%) y aquellos sin ningún tipo de beneficios de los PSEG (11.4%) (Tabla 1). Esta situación -de no diferencia en la TIDI según si son o no son beneficiarios de PSEG- se presentó en un contexto de falta de operatividad de los PSEG en la práctica, especialmente el de Oportunidades (actualmente Prospera6), ya que por un lado sólo una pequeña proporción de la población estudiada reportó tener acceso (ser beneficiaria) a dicho programa gubernamental emblemático del gobierno de este sexenio: aproximadamente uno/a de cada cinco niños/as (19.78%, n=37); de ellos/as, sólo el 5.3% eran hijos e hijas de familias beneficiarias de proyectos económicos (Tabla 1).
En la tabla 2 podemos observar que 3 de las 4 variables (tamaño de la familia, ingresos per cápita por persona por día y promedio de escolaridad entre miembros de la familia con 13 años y más por familia) tienen aproximadamente el mismo promedio de la distribución entre casos y no casos. Sólo en la variable edad del niño o niña encuestado se registró evidencia estadística de diferencias, asociada a que los casos tienen un promedio de edad significativamente menor con 1.52 años (18 meses de edad) con relación a los no casos con 2.25 años (25 meses de edad) (tstudents = -2.31; 185 gl; p=0.022) (Tabla 2).
Al realizar el análisis estratificado para medir la importancia de la relación entre los tres principales factores explicativos de la incidencia de diarreas infantiles, se puede observar que las TIDI más bajas están entre los que estuvieron expuestos pláticas asociadas a las medidas preventivas para la diarreas infantiles (Figura 2 y Figura 3). Dichos factores son: pláticas como factor protector (p=0.171), programas (p=0.29) como factor concomitante y tipo de asentamiento (p=0.08) como factor ambiental. ]]>
Con relación a los PSEG se puede observar que el mayor impacto protector de las pláticas se presentó entre los beneficiarios con un riesgo atribuible de RA= -22.7% (p=0.109); también hubo impacto de las pláticas entre no beneficiarios (RA= 6.7; 12.7 = -6.0%; p=0.356) (Figura 2).
Con relación al contexto costero medio ambiental tenemos que el impacto protector de las pláticas fue mayor en la ciudad portuaria de Progreso (RA = 9.3%; p=0.251) y un impacto más bajo en la zona costera rural concentrada. En Río Lagartos, contexto costero rural disperso, no hubo pláticas por la poca presencia de los servicios institucionales de salud (Figura 3).
Aunque no son relaciones estadísticamente significativas, los datos mostrados anteriormente ponen en evidencia la importancia la direccionalidad del efecto de las pláticas como factor protector en la disminución de los riesgos asociados a la TIDI entre los beneficiarios a programas de gobierno y en tres regiones costeras del Estado de Yucatán. En el caso de que los beneficiarios a los PSEG tuvieran acceso a ese tipo de pláticas, el impacto aún sería más alto. Y lo mismo se puede ver con relación al contexto medio ambiental, ya que en la zona urbana costera con mayor presencia de los servicios de salud es donde mayor impacto tuvo las pláticas.
Los resultados previos ratifican la prueba de que las pláticas son necesarias para reducir la incidencia de las diarreas infantiles. Sin embargo, el ser beneficiario/a de PSEG, no implicaba acceder a la información en salud: el 37.8% de los/as menores con familias beneficiarias reportaron no tener acceso a pláticas en salud, en contraste con lo establecido por el Instituto Mexicano del Seguro Social (28 de diciembre del 2007), según el cual la información en salud debería ser impartida por los promotores de salud pertenecientes al IMSS-Oportunidades y a la Secretaria de Salud Estatal como parte de la sección de saneamiento ambiental.
En esta falta de congruencia entre el discurso de cómo debería funcionar el programa Oportunidades en el ámbito de información en salud (Instituto Mexicano del Seguro Social, 28 de diciembre del 2007) y lo que sucede en las poblaciones costeras de Yucatán se constata en el hecho de que los menores de familias pertenecientes a este programa y con acceso a pláticas en salud presentan una prevalencia de diarrea infantil de RA = -22.7 %. De este modo, es el acceso a la información en salud y no el ser beneficiario a algún programa lo que está disminuyendo la prevalencia de diarrea infantil en las poblaciones costeras yucatecas. ]]>
De igual manera, con relación a la comunidad de origen, es el acceso a la información en salud (pláticas) y no la comunidad de origen lo que pareciera tener un mayor efecto en la disminución de la prevalencia de diarrea infantil en las poblaciones costeras estudiadas. En los dos contextos con pláticas, en donde estaba presente este factor protector, la TIDI es menor. De hecho, es más evidente el impacto en donde es mayor la presencia de los servicios institucionales de salud (Puerto Progreso).
Adicionalmente, en este análisis multivariado de regresión logística binaria -cuyos resultados han sido expuestos hasta ahora- se usó como variable dependiente la incidencia del periodo de casos de diarrea en las personas menores de cinco años; dicha variable fue medida como dummy (1,0). Asimismo, se utilizó como variables independientes o predictivas aquellas que en el análisis bivariado tuvieron un importante efecto protector y de riesgo (acceso a pláticas del sector salud, comunidad de origen, tipo de programa de gobierno beneficiario y grupo de edad). Con estas variables, al ajustar el modelo (casos de IDI=pláticas+comunidad de origen+programas de gobierno+edad del niño/a) el efecto de la exposición (protectora y de riesgo) tuvo un comportamiento diferente al observado en el análisis bivariado y estratificado.
La variable protectora más importante fue las pláticas de manejo del agua versus sin pláticas, con un coeficiente protector de p= -2.1 (p=0.018) para evitar diarreas infantiles (RM=0.122: 0.021-0.696). No hubo impacto al comparar otro tipo de pláticas versus sin pláticas p= -0.04 (p=0.629). Por otro lado, el factor de riesgo más importante, paradójicamente, fue ser beneficiario/a de los programas sociales (Oportunidades) con un coeficiente p= 1.75 (p=0.152) (RM=5.727: 0.525-62.431), lo cual solo es posible entenderlo si asumimos que son las familias más pobres las que tienen los PSEG y que, a pesar de ser beneficiarios, no reciben educación para la salud, como sería lo esperado.
Para la otra variable categórica del modelo, que es el contexto costero medio ambiental, al comparar Celestún (rural concentrado) versus Río Lagartos (rural disperso menos perturbado) aparece un coefiente de riesgo β= 1.54 marginalmente significativo (p=0.075). Por otro lado, al comparar la zona urbana costera del puerto de Progreso (urbana con servicios públicos) versus Río Lagartos, se observa que la primera es un factor de riesgo β= 1.32 (p=0.629) (Tabla 2).
Con relación al factor edad del menor, se mostró que a menor edad es mayor el riesgo de episodios de diarreas infantiles con una tendencia clara (X2lineal global= 9.77; 4 gl; p=0.044). Es posible observar que el coeficiente es aproximadamente igual entre 0 y 1 año de edad con β0= 1.89 (p=0.019) y β1= 2.26 (p=0.005) respectivamente; entre los 2 años con β2= 1.01 (p=0.234) y 3 años β3= 0.7 (p=0.442) de edad no se registró diferencia al contrastar con niños de 4 años de edad (Tabla 2). Esta relación inversa entre edad en años y casos de diarreas infantiles, ya fue previamente reportada por Ferreira et al.. (2013); en el trabajo de dichos autores y autoras se asoció a la vulnerabilidad biológica a la menor edad. ]]>
En síntesis, el modelo explicativo da evidencia de la importancia de las pláticas de manejo del agua (p=0.018) y de que hay mayor riesgo de enfermar en contextos costeros urbanos (puerto Progreso) y rurales concentrados (comunidad costera turística de Celestún) que en los contextos rurales dispersos con la menor densidad poblacional (comunidad costera turística de Río Lagartos). Además, confirma que son las personas menos de 24 meses quienes presentan la mayor incidencia del periodo del problema. Finalmente, establece que el estatus de miembro de familias beneficiarías de los PSEG no les da a los niños y niñas ninguna ventaja para reducir los riesgos de enfermar por diarreas infantiles.
5. Conclusiones
El estudio da evidencias de la importancia de la educación en salud (pláticas) como herramienta de gran potencial en la disminución de los casos de diarrea infantil en las poblaciones costeras de Yucatán: el acceso a la educación en salud proporcionada por las autoridades es un factor de protección e impacto en la reducción de la diarrea infantil con un riesgo atribuible de -22.7% entre beneficiarios de programas sociales y del -6.0% entre niños no beneficiarios. El mayor impacto de las pláticas según contexto medio ambiental es en la zona urbana de la ciudad portuaria de Progreso con RA = -9.0%.
Sin embargo, -como también sobresale entre los resultados- se está en una situación en que, por un lado, la población infantil costera en Yucatán se encuentra desprotegida a nivel institucional; y que, por el otro, el conocimiento local para prevenir enfermedades diarreicas no va dirigido al manejo del agua para consumo en general, aún menos al manejo del agua embotellada o de garrafón. Dicha situación es importante debido a que estudios realizados en la zona demuestran no sólo niveles de contaminación no aptos para consumo humano de las únicas fuentes de agua en Yucatán (Alonso y Acosta, 2003), sino también la asociación de las enfermedades diarreicas a un mal estado del agua consumida en la zona (Vázquez y Zapata, 1992). Por ello, si se hiciera un esfuerzo en términos de educación en salud en este sentido, sería importante remarcar la importancia de un buen manejo del agua que es consumida por la población, con el fin de evitar episodios de diarrea en las personas menores de cinco años.
De igual manera, sería interesante explorar experiencias positivas de educación en salud provenientes de una visión de salud comunitaria (Ulate y Keijzer, 1985; Keijzer, 2005; Vallenas, 2005), en donde la población local tiene una mayor participación en la construcción tanto del contenido como de las formas a través de las cuáles los conocimientos sobre medidas higiénicas y verdaderamente factibles de llevarse a cabo a nivel local son transmitidos. Esta exploración debería realizarse con el fin de incorporar dichos mecanismos y lograr reducir de forma significativa la prevalencia de diarrea infantil reportada para las poblaciones costeras de Yucatán. ]]>
5 ´n=[(Z2*p(1-p))/(d2)]*(TNR) 6 Oportunidades, actualmente Prospera (conocido como Programa de inclusión Social), es un programa gubernamental asociado a diferentes tipos de atenciones que van desde apoyos económicos hasta la impartición de pláticas preventivas de enfermedades, cuidados durante el embarazo, parto y puerperio, así como otras temáticas relacionadas con la salud, la economía y la alimentación (Instituto Mexicano del Seguro Social, 28 de diciembre del 2007). 6. Referencias
Alonso, J. y Acosta, A. (2003). Impacto de las condiciones de abastecimiento y utilización del agua sobre la incidencia de diarrea en niños de la comunidad de Celestún. Ingeniería, 7(3), 29-34. [ Links ]
Bhutta, A., Das Jai, K., Walker, N., Rizvi, A., Campbell, H., Rudan, I. y Black, R. E. (2013). Interventions to address deaths from childhood pneumonia and diarrhoea equitably: what works and at what cost? The Lancet, 381(9875). doi: http://dx.doi.org/10.1016/S0140-6736(13)60648-0. [ Links ] ]]>
Casero, I. (2008). Educación para la salud. Enfoques educativos, (16). [ Links ]
Cochran, W. (1998). Técnicas de muestreo (13a reimpr.). Editorial Continental. México. [ Links ]
Encuesta sobre la incidencia de periodo de diarreas infantiles, agua y educación para la salud [EIDI]. (2014). Yucatán, México. El Colegio de la Frontera Sur. [ Links ]
Encuesta Nacional de Salud y Nutrición. Resultados Nacionales [ENSANUT]. (2012). México: Instituto Nacional de Salud Pública. Recuperado de http://ensanut.insp.mx/informes/ENSANUT2012ResultadosNacionales.pdf. [ Links ]
Ferreira-Guerrero, E., Mongua-Rodríguez, N., Díaz-Ortega, J. L., Delgado-Sánchez, G., Báez-Saldaña, R., Cruz-Hervert, L. P. y García-García L. (2013). Diarreas agudas y prácticas de alimentación en niños menores de cinco años en México. Salud Publica Mex, 55(2), 314-322. [ Links ]
Henry, F. J., Huttly, S. R., Patwary, Y. y Aziz, K. M. (1990). Environmental sanitation, food and water contamination and diarrhoea in rural Bangladesh. Epidemiology and Infection, 104(2), 253-259. [ Links ]
Hernández Ávila, M. (2007). Epidemiología. Diseño y análisis de estudios. México: Instituto Nacional de Salud Pública, Ed. Médica Panamericana. [ Links ] ]]>
Instituto Nacional de Estadística Geografía e Informática [INEGI]. (2010). Censo de Población y Vivienda 2010 [sitio web]. Recuperado de http://www.censo2010.org.mx/. [ Links ]
Instituto Mexicano del Seguro Social. (28 de diciembre del 2007). Acuerdo por el que la Unidad del Programa IMSS-Oportunidades publica las Reglas de Operación del Programa IMSS-Oportunidades. Diario Oficial de La Federación, pp. 83-119. Tercera Sección. [ Links ]
Keijzer, B. de. (2005). Los Discursos de la Educación y Participación en Salud: de la evangelización sanitaria al empoderamiento. Rio de Janeiro: Editora Fiocruz. [ Links ]
Organización Panamericana de la Salud [OPS]. (2008). Tratamiento de la diarrea: Manual Clínico para los Servicios de Salud. Washington D.C., USA: Autor. [ Links ] ]]>
Secretaría de Salud. (2012). Programa de Atención a la Infancia 2006-2012. México: Autor. [ Links ]
Ulate Jeannette, J. y Keijzer, B. de. (1985). Sistemas de salud y participación popular: los casos de Nicaragua y México. Nueva Antropología, 7(28). [ Links ]
Vallenas, S. (2005). Sociedad Civil: participación social en el caso de los Comités Locales de Administración de Salud (Clas). Rio de Janeiro: Editora Fiocruz. [ Links ] ]]>
Vázquez, B. E. y Zapata A. (1992). Relación del agua de consumo con las enfermedades gastrointestinales en una población costera. Boletín académico de la Facultad de Ingeniería, (19). [ Links ]
Zar, H. J. (2010). Biostatistical Analysis (5a ed.). Nueva Jersey, EE.UU.: Ed. Pearson. [ Links ]
1 El Colegio de la Frontera Sur. MÉXICO. rsolis@ecosur.edu.mx 2 El Colegio de la Frontera Sur. MÉXICO. bsalvti@ecosur.mx 3 El Colegio de la Frontera Sur. MÉXICO. anazar@ecosur.mx 4 El Colegio de la Frontera Sur. MÉXICO. atorres@ecosur.mx ]]>
]]>200373329-342013381987598752008161998132014201220135522314-322199010422253-2592007Instituto Nacional de Estadística Geografía e Informática [INEGI]2010Instituto Mexicano del Seguro Social28 de di83-1192005Organización Panamericana de la Salud [OPS]2008Secretaría de Salud2012198572828200519921920105