Acceso a servicios de salud y mortalidad infantil en el Perú

8/9/2019 Acceso a servicios de salud y mortalidad infantil en el Per

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Anexos92 93

Investigaciones BREVES 18

ACCESO A SERVICIOS DE SALUD YMORTALIDAD INFANTIL EN EL PER

Ana Cecilia Dammert*

ACCESO A SERVICIOS DE SALUD YMORTALIDAD INFANTIL EN EL PER

Gr upo de Anlisis para el Desarrollo


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Contenido

Introduccin 9

CAPTULO I: Marco terico 11I.1 Principales hallazgos 13

CAPTULO II: La mortalidad infantil en el Per 19

CAPTULO III: Metodologa y base de datos 25III.1 Mtodo de estimacin 25

III.2 Base de datos 29

CAPTULO IV: Resultados 31IV.1 Estimacin no paramtrica 31IV.2 Estimacin paramtrica 36

IV.2.1 Validacin del supuesto de proporcionalidad 36IV.2.2 Resultados del anlisis multivariado 36

CAPTULO V: Conclusiones 45

Bibliografa 50

Anexo I: Estimacin del ndice de activos 57Anexo II: Caractersticas de la muestra y regresiones 59

Edicin: Lima, junio de 2001Impreso en el Per Consorcio de Investigacin Econmica y Social / Grupo de Anlisis para el Desarrollowww.consorcio.org

Cuidado de edicin: Hernando BurgosArte de cartula: Elena Gonzlez

Hecho el Depsito Legal No. 1501162001-1874

Impreso por Visual Service SRLISBN 9972-804-13-5

El Consorcio de Investigacin Econmica y Social (CIES) est conformado por ms de 25 instituciones deinvestigacin y/o docencia y cuenta con el auspicio del C entro Internacional de Investigaciones para el Desa-rrollo (CIID), la Agencia Canadiense para el Desarrollo Internacional (ACDI) y otras fuentes de cooperacin.

El CIES y GRADE no comparten necesariamente las opiniones vertidas en el presente libro, que son respon-sabilidad exclusiva de su autora.


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Enseanza de Sociologa en el Per10

El programa de ajuste y las reformas estructurales realizadas en el Per en ladcada pasada posibilitaron la estabilizacin macroeconmica y la reinsercindel pas en los mercados financieros internacionales. Sin embargo, las polti-cas de ajuste tuvieron efectos negativos sobre las condiciones de bienestar de lapoblacin ms vulnerable. Factores como enfermedades infecciosas y parasita-rias, desnutricin crnica, bajo acceso a servicios de salud y condicionesreproductivas adversas persisten como obstculos para el mejoramiento de lasalud infantil.

La relacin emprica entre la mortalidad infantil y variables demogrficasy/o sociales ha sido ampliamente analizada en la literatura, tanto en pasesdesarrollados como en desarrollo. Sin embargo, la relacin entre mortalidadinfantil y acceso a servicios de salud ha recibido menor atencin. Incluso sehan producido sesgos en los resultados obtenidos al considerarse a las variablesligadas a acceso a servicios de salud como exgenas al modelo, an cuandoestas variables forman parte de decisiones del hogar.

En esta investigacin se analizan los determinantes de la mortalidad in-fantil enfatizando su relacin con el acceso a servicios de salud, medido atravs de la atencin del parto por profesionales de salud. En este contexto, seemplea como marco de referencia una aproximacin microeconmica a partirde la funcin de produccin de los hogares, donde la salud es vista como unstock de capital durable y el acceso a los servicios de salud como uno de losmuchos insumos que participan en su produccin (Grossman, 1999).

Introduccin


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En los ltimos aos, a pesar de las diferencias en los niveles iniciales, caracters-ticas socioeconmicas y estrategias desarrolladas por el Estado u organismosinternacionales, la tasa de mortalidad infantil ha mostrado una reduccin soste-nida en casi todos los pases del mundo. Frente a este hecho diversos estudios sehan interesado en explicar cmo variables especficas, como la educacin de lamadre, han influido en esa reduccin, mientras que otros estudios han centradosu atencin en el anlisis conjunto de los determinantes de la mortalidad infantil.

En el estudio de los determinantes de la mortalidad infantil es necesariocontar con un marco terico donde se puedan diferenciar entre variables que seencuentran bajo control de los padres (como duracin de lactancia, consumo dealimentos, asignacin de tiempo al cuidado de los hijos), de variables que estnpredeterminadas (como educacin o edad de los padres). Uno de los principalesproblemas de no considerar esta distincin entre variables endgenas y exgenasen el modelo es el sesgo que presentan los resultados estimados (Behrman yDeodalikar, 1988; Wolpin, 1997; Henriques, Strauss y Thomas, 1990).

En el caso de la variable de atencin mdica, el sesgo se origina, adems,por no considerar la existencia del efecto de auto-seleccin en el uso de losservicios mdicos. Por ejemplo, una gestante que ha tenido perdidas anterioresest ms inclinada a buscar atencin mdica con un profesional de salud. As,el resultado positivo de la atencin mdica es subestimado al ignorarse esteefecto de seleccin adversa1 .

Marco terico

CAPTULO ILa metodologa utilizada se basa en un mecanismo en dos etapas: en laprimera se estiman los determinantes del acceso al servicio de salud medianteun modelo probit y una vez predichas las probabilidades de atencin se lasincluye en la ecuacin de mortalidad infantil. En la segunda etapa se analizanlos determinantes de la mortalidad infantil a travs de un anlisis no paramtrico(Kaplan-Meier) y paramtrico (Modelo de Riesgos Proporcionales de tipo Cox)que, a diferencia de los modelos probabilsticos convencionales, permite esti-mar la tasa de riesgo o probabilidad no condicional de morir.

Para estimar adecuadamente el efecto del acceso a servicios de salud so-bre mortalidad infantil se control el efecto de endogeneidad usando el valorpredicho de la atencin en el parto con profesional de salud en la ecuacin demortalidad infantil. En este sentido, la ecuacin de mortalidad infantil se en-cuentra en funcin de variables del hogar, de la madre, del nio y el acceso aservicios de salud. A su vez, el acceso a servicios de salud, medido a travs de laatencin mdica en el parto, fue estimado usando, adems de variables indivi-duales y del hogar, variables como acceso a seguro mdico e infraestructura ensalud a nivel distrital.

El presente documento esta organizado de la siguiente manera: en el ca-ptulo I se describe el marco terico y se resean diversos estudios que abordanla relacin entre mortalidad infantil y las variables de riesgo para el Per y otrospases. El captulo II brinda un panorama de la situacin actual del Per entrminos del comportamiento de la mortalidad infantil. En el captulo III sedescribe la metodologa y la base de datos a utilizar. Finalmente, los captulosIV y V presentan los principales resultados y conclusiones derivadas del estudio.

Por ltimo, cabe subrayar que este trabajo fue desarrollado en el Grupo deAnlisis para el Desarrollo (GRADE), donde la autora se desempea comoinvestigadora asistente. Ella agradece los valiosos comentarios y sugerencias deMartn, Valdivia y Pedro Francke, as como las sugerencias de los evaluadoresannimos seleccionados por el Consorcio de Investigacin Econmica y Social(CIES). Sin embargo, los errores que se encuentren en el documento son respon-sabilidad exclusiva de la autora.

1 Ver Panis y Lillard (1993), Rosenweig y Schultz (1983, 1982).

Acceso a servicios de salud y mortalidad infantil en el Per10


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Acceso a servicios de salud y mortalidad infantil en el Per12 13 Marco terico

Para considerar esos efectos2 en el presente estudio se utiliza como mar-co de referencia la nocin de funcin produccin del hogar (Becker, 1965), enparticular, la desarrollada por un bien llamado salud o estado de salud(Grossman, 1972). As, la salud es vista como un bien que es demandado yproducido por los consumidores. Es decir, como un recurso que brinda utili-dad (satisfaccin) y determina los niveles de ingreso de los consumidores. Enesa perspectiva, el bien salud es demandado como un bien de consumo y comoun bien de inversin, ya que al aumentar el stock de salud se reduce el tiempoperdido por la enfermedad, cuyo valor monetario representa el retorno a lainversin en salud (Grossman, 1999). De esta manera, se modela la funcinproduccin de los hogares tomando a la salud como el producto y la atencinmdica como uno de sus insumos (Grossman, 1999; Zamudio, 1997).

La funcin produccin de los hogares requiere una serie de insumos,algunos de los cuales tienen un efecto directo sobre la supervivencia de losnios y otros indirecto a travs de la utilizacin eficiente de esos recursos. As,la salud del nio se ve afectada directamente por su estado de nutricin, aten-cin mdica, entre otros factores; mientras que variables como educacin yedad de la madre pueden incrementar la eficiencia en el uso de los mismos.

Cabe destacar que algunos de los insumos son parte de un proceso dedecisin del hogar, mientras que otras variables, como el gnero del nio, sonconsideradas como variables de control (Panis y Lillard, 1995; Wolpin, 1997).

Formalmente, tomando como base los estudios de Rosenzweig y Schultz(1983) y Behrman y Deolalikar (1988), un hogar busca maximizar la siguientefuncin de utilidad:

U = U (C i , h i , l i) i = 1,2,...,n (1)

dondeC i es un vector de bienes de consumo,h i es el estado de salud yl i esnivel de ocio del miembro i. Esta funcin de utilidad es continua, estricta-mente creciente, cuasi-cncava, y doble diferenciable en todas sus variablesexplicativas.

El estado de salud de cada miembro del hogar se determina medianteuna funcin produccinh :

hi = h i (C i , Y i , l i , Z i , F, X -i , Z -i , u i , u- i) i = 1,2,...,n (2)

dondeY i es el consumo de insumos relacionados a la salud por el miembro i, Z i es un vector de caractersticas observables del miembro i,F es el acceso aservicios de salud, yu representa un vector de caractersticas no observables.Adems, X -i representa el consumo, salud y ocio del resto de miembros delhogar, y Z -i yu-i representan las caractersticas observables y no observables delresto de miembros del hogar, respectivamente. Cabe destacar que las variablesque conforman (2) pueden cambiar dependiendo si el individuo es un nio oun adulto. Por ejemplo, en el caso del estudio de la mortalidad infantil laeducacin y edad de la madre sern un componente importante en Z -i.

La restriccin presupuestaria del hogar se define como:

(3)

dondeP representa los precios,V es el ingreso no laboral,W es el salario,T i esel tiempo disponible, yS es el ingreso total.

Asi, la forma reducida de la funcin de demanda de salud para los niospresenta la siguiente forma:

h i* = h (P, S, F, Z i , Z -i , u i) (4)

donde el componente F, al ser una variable de decisin de uso del hogar, re-quiere ser predicho a travs de ecuaciones especificas.

I.1 PRINCIPALES HALLAZGOS

Esta seccin presenta una resea de diversos resultados empricos, as comoaspectos metodolgicos relevantes para la especificacin de las variables a utilizar.

Educacin y Edad de la Madre

La literatura reporta diversas relaciones no lineales entre la mortalidad infantily edad de la madre al nacimiento del nio. Martin, Trussell, Reyes y Shah(1983), Pinto(1995) y De Meer, Bergman y Kusner (1993) encontraron en

+==

=+=++K

J k i i i

iiik k

J

j i

i j j SV wT wlY pc p

11

2 Ver Rosenweig y Schultz (1983, 1982), Olsen y Wolpin (1997), Panis y Lillard (1995) entre otros.


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Indonesia, Bolivia y Per, respectivamente, una relacin en forma de U, esdecir altas tasas de mortalidad para nios cuyas madres son muy jvenes omayores de 39 aos. A su vez, Panis y Lillard (1995) estimaron para Malasiauna relacin en forma de J, donde las tasas de mortalidad de las madres jve-nes y mayores son altas, pero las ltimas lo son ms. Por su parte, Mturi yCurtis (1993) estimaron para Tanzania una relacin en forma de L, es decir latasa de mortalidad infantil asociada a madres jvenes es alta, luego de lo cual semantiene en niveles significativamente inferiores.

Asimismo, diversos estudios muestran la existencia de una relacin nega-tiva entre mortalidad infantil y el nivel educativo de la madre, an controlan-do el nivel socioeconmico del hogar. La literatura sugiere que la educacinde la madre afecta el nivel de mortalidad infantil, a travs de una mejor percep-cin sobre la gravedad de las enfermedades y sntomas, y tiene efectos positi-vos sobre la productividad y efectividad en el uso de los insumos de salud3 .

Cabe destacar que uno de los mecanismos ms estudiados, a travs delcual opera la educacin de la madre sobre la mortalidad infantil, es el accesoa los servicios de salud. Sobre el particular, la literatura reporta resultadosdiversos: Barrera (1990) y Caldwell (1990), para Filipinas y Nigeria, respecti-vamente, sugieren que los nios con madres de mayor nivel educativoobtienen mayores beneficios de la utilizacin de los servicios de salud ya queel nivel educativo influye sobre el conocimiento y la percepcin de la impor-tancia de la medicina formal. Por otro lado, Rozenweig y Schultz(1982)estiman para Colombia una relacin de sustitucin parcial entre la educacinde la madre y el acceso a servicios de salud, ya que el efecto de la educacin dela madre sobre la mortalidad infantil se reduce a medida que se incrementa elacceso a los servicios de salud. Asimismo, en un estudio agregado paraAmrica Latina, Palloni (1985) estima que las caractersticas personales,como la educacin y edad de la madre, reducen su nivel de importancia comodeterminantes de la mortalidad infantil en contextos donde existe un granacceso a servicios bsicos.

Acceso a Servicios de Salud

Una de las medidas ms utilizadas para analizar el acceso a servicios de saludsobre la supervivencia infantil es la atencin en el parto. A nivel mundial seconsidera a la atencin en el parto como uno de los mecanismos ms eficacespara reducir los ndices de mortalidad infantil a travs de la disminucin deproblemas no detectados a tiempo (UNICEF 1998, INEI 2000, Beltrn 2000).

Si bien la literatura reporta una relacin positiva entre la supervivenciainfantil y el acceso a servicios de salud, pocos estudios han incluido dentro desus determinantes alguna medida de utilizacin de esos servicios. Dentro deellos podemos mencionar el estudio de Forste (1994), que estima para Boliviael impacto de la variable atencin recibida por un profesional de salud (mdi-co, enfermera u obstetriz) sobre el riesgo de morir, encontrando una relacinpositiva aunque no estadsticamente significativa, mientras que otros factorescomo atencin prenatal si lo son. Por otro lado, un estudio efectuado por elINEI para el caso peruano reporta que el parto atendido por un profesional desalud u otro tcnico reduce significativamente el riesgo de morir, siendo elresultado estadsticamente significativo (INEI, 2000). Sin embargo, al no to-mar en cuenta la existencia de un fuerte componente endgeno de las variablesrelacionadas con la utilizacin de servicios de salud, esos estudios reportanresultados sesgados.

Una de las vas ms utilizada para solucionar este problema es lainstrumentalizacin de las variables de utilizacin4 . Por ejemplo, estudioscomo el de Panis y Lillard (1995) estiman mediante una ecuacin de riesgosproporcionales una ecuacin de mortalidad infantil junto con dos ecuacionesde demanda por atencin mdica. Es decir, incorporan en la ecuacin de mor-talidad infantil las probabilidades predichas de atencin mdica medida a tra-vs de atencin prenatal y lugar de atencin del parto (clnica/hospital). Eneste sentido, la ecuacin de mortalidad infantil se encuentra en funcin devariables del hogar, madre, nio y variables regionales; mientras que para iden-tificar el acceso a servicios de salud en la ecuacin de mortalidad usan variablesde infraestructura mdica en el distrito y variables socioeconmicas que afec-

3 Ver Kuate (1996); Forste (1994); Palloni y Tienda (1986); Panis y Lillard (1995); Fernndez y Ferrando (1986);Schultz(1984); Elo (1992). 4 Ver Behrman y Deodalikar (1988) y Wolpin (1997).


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tan directamente la probabilidad de atencin e indirectamente la mortalidadinfantil. As, los autores estiman que el efecto positivo de la asistencia mdicaes subestimado al no considerar la endogeneidad de dichas variables y la exis-tencia de un fuerte componente de seleccin adversa en la atencin mdica.

Otros Determinantes

Variables como orden de nacimiento, intervalo entre nacimientos, gnero, ni-vel socioeconmico del hogar, entre otros, han sido generalmente utilizadascomo determinantes de la mortalidad infantil. La evidencia emprica seala laexistencia de una relacin inversa entre el intervalo entre nacimientos y lamortalidad infantil. Para explicar este fenmeno se han formulado diversashiptesis siendo la ms aceptada la que se refiere al efecto deagotamiento de lamadre , es decir la concepcin frecuente imposibilita que el cuerpo de la madrese recupere, lo cual afecta la salud del nio. Adems, cortos intervalos de tiem-po entre los nacimientos aumentan de manera significativa la probabilidadque el nio tenga un nacimiento prematuro5 .

Asimismo, la literatura da cuenta de una relacin no lineal entre la mor-talidad infantil y el orden de nacimiento, es decir, el primognito y los niosque nacieron con rdenes de nacimiento mayores a cuatro estn asociados aaltas tasas de mortalidad infantil. Estudios como el de Hobcraft, Mc Donald yRutsein (1985), muestran para diversos pases que el hecho de ser primognitotiene un efecto directo y significativo sobre la mortalidad neonatal6 , mientrasque para mayores rdenes de nacimiento la tasa mortalidad, tanto neonatalcomo postneonatal, no se ve afectada. Asimismo, Trussell y Hammerslough(1983) y Martin et al (1983) estimaron para Sri Lanka y Pakistn, respectiva-mente, que el efecto individual del orden de nacimiento impacta negativa-mente en mayor medida en los primognitos respecto a los que nacen segun-dos o terceros. Sin embargo, al controlar por edad de la madre, este efectocambia de signo, estableciendo una correlacin negativa entre mortalidad delprimognito y la edad de la madre.

Finalmente, la literatura refiere una relacin negativa entre el nivelsocioeconmico del hogar y la mortalidad infantil (Bicego y Boerma, 1993;Sastry, 1994; Panis y Lillard, 1995). Si bien dicha variable no se ajusta dentrode la categora de insumos de la funcin produccin, juega un rol importanteen la supervivencia infantil. La relacin ms clara se basa en que el nivelsocioeconmico del hogar, adems de asegurar la tenencia de bienes y serviciosque promueven un mejor estado de salud, ayuda en la generacin de un am-biente ms higinico y un nivel de nutricin adecuado.

Uno de los problemas metodolgicos ms importantes es la ausencia deinformacin directa sobre el nivel de ingresos o gastos del hogar en las Encues-tas de Demografa y Salud (DHS). As, se han considerado diversas variablesproxyes que capturan ese efecto, como la inclusin de los salarios del esposoo los activos que posee el hogar. De acuerdo a Montgomery, Burke y Paredes(1997), uno de los problemas asociados a la inclusin de salarios del esposocomo variable proxy del nivel socioeconmico del hogar es que restringe lamuestra a las mujeres casadas con el esposo presente en el hogar, lo cual traeconsigo sesgos de seleccin o sesgos por endogeneidad. Por otro lado, a pesarde la existencia de argumentos en contra del uso de los activos del hogar, estu-dios recientes sugieren la existencia de una estrecha relacin entre los activosdel hogar y el consumo del hogar (Banco Mundial, 2000; Filmer y Pritchett,1998; Montgomery et al, 1997).

5 Ver Panis y Lillard (1995).6 Mortalidad Neonatal comprende a todos los nios que mueren durante el primer mes de vida, mientras que Mortalidad

Postneonatal se refiere a todos los nios que mueren desde el primer mes de vida hasta el primer ao.


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La mortalidad infantil en el Per

CAPTULO II

Tras el ajuste macroeconmico y las reformas estructurales de la ltima dca-da, los principales indicadores macroeconmicos muestran un comportamientoestable. Sin embargo, no se observan avances significativos en los Indicadoresde Desarrollo Humano, como la tasa de mortalidad infantil, lo que refleja lapoca expansin de las capacidades de los individuos (INEI 1997).

En la ltima dcada la inversin social en el Per destinada al sector saludse ha incrementado paulatinamente. Mientras que en 1991 el gasto social en elsector represent el 3.9% del gasto total del gobierno central, en 1996 ascen-di a 8.4%, lo que constituy un incremento de 215%. Asimismo, en el mis-mo perodo, la inversin social per cpita destinada a la lucha contra la pobre-za pas de 102.84 a 269.39 soles de 1994.

Esta situacin ha posibilitado que los indicadores de salud mejoren. Deacuerdo a la Encuesta Demogrfica y de Salud Familiar (ENDES, 1996), latasa de mortalidad infantil se redujo de 57 muertes por cada mil nacidos vivos,en el perodo 1986 1991, a 42 muertes por cada mil nacidos vivos para elperodo 1991 19967 . Es importante sealar que la reduccin ms significa-tiva (60%) se dio en la mortalidad post-neonatal, mientras que la mortalidadneonatal slo disminuy en 20% en ese perodo.

7 La Tasa de Mortalidad Infantil (TMI) difiere de acuerdo a la base de datos utilizada y al mtodo de estimacin. As, para1997, sobre la base de ENAHO 1998, la TMI era de 44,0 muertos por cada mil nacidos vivos. Las proyeccionesoficiales para ese ao estimaron una TMI de 45,9, mientras que el MINSA -sobre la base de la ENDES 1996 (INEI,2000)- estim una TMI de 43,8.


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Acceso a servicios de salud y mortalidad infantil en el Per20 21 La mortalidad infantil en el Per

Cuadro N 1Indicadores de Salud

(Nacidos vivos 5 aos antes de la encuesta)

1986-1991 1991-1996

Mortalidad Neonatal* 29 24Mortalidad post-neonatal* 29 18Mortalidad Infantil* 57 42Mortalidad en la Niez* 80 54Desnutricin crnica (nios < 5 aos) 37 26

* Por cada mil nacidos vivos. Fuente: Endes 1992 1996. Elaboracin propia.

Igualmente, en los ltimos aos la tasa de mortalidad infantil ha registra-do una disminucin en toda Amrica Latina. Sin embargo, este fenmeno seha dado de manera heterognea entre los diferentes pases tal como se apreciaen el Cuadro N 2.

Cuadro N 2Tasas de Mortalidad Infantil en pases seleccionados de

Amrica Latina y el Caribe. 1980-2005(Muertes por cada mil nacidos vivos)

1980-1985 1985-1990 1990-1995 1995-2000 2000-2005Argentina 32 22 24 22 20Bolivia 109 90 75 66 56Brasil 64 55 47 42 38Chile 24 18 14 12 12Cuba 17 13 10 9 8Hait 122 100 74 66 59Honduras 65 53 43 35 31Mxico 47 40 34 31 28Nicaragua 80 65 48 43 39Panam 30 28 25 21 19Paraguay 49 47 43 39 37Per 82 68 56 45 37Uruguay 34 23 20 18 13Venezuela 34 27 23 21 19

Fuente: OPS (2000).

En el Per, los promedios nacionales ocultan fuertes disparidades regio-nales y nuestra posicin relativa a otros pases de la regin es crtica. Si compa-ramos la desviacin de la tasa de mortalidad infantil actual con la tasa demortalidad predicha de acuerdo al nivel de ingreso per cpita, se aprecia que, apesar de la reduccin de la tasa de mortalidad infantil, el Per presenta actual-mente un desempeo peor al estimado siendo la brecha entre ambas equiva-lente a 42% aproximadamente (Banco Mundial 2000).

Grfico N 1Desviaciones de la Tasa de Mortalidad Infantil Predicha, 1996

(En porcentaje)

Fuente: Banco Mundial (2000).

-80

-60

-40

-20

0

2040

60

80

100

B r a z i l

o v a

e r u

e x c o

u a t e m a a

c u a o r

c a a g u a

La mortalidad infantil en el Per no es slo un problema de magnitudsino tambin una cuestin que afecta de manera desigual a las zonas urbanas yrurales y a las diferentes regiones del pas. A pesar de que entre 1991 y 1996 seredujo tanto en zonas urbanas (de 40 a 29 muertes por cada mil nacidos vivos)como rurales (de 80 a 62 muertes por cada mil nacidos vivos), la brecha entreellas aument ligeramente. Mucho ms notables an son las diferencias entrelas regiones: la tasa de mortalidad infantil en la Sierra (69 por mil nacidosvivos) es tres veces mayor que la registrada para Lima Metropolitana (23 por


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Acceso a servicios de salud y mortalidad infantil en el Per22 23 La mortalidad infantil en el Per

mil nacidos vivos); y departamentos como Huancavelica y Apurmac (109por cada mil) presentan niveles cercanos a los reportados para Uganda yCamboya (UNICEF, 1998).

Grfico N 2Tasa de Mortalidad Infantil, segn rea geogrfica

(Muertes por cada mil nacidos vivos)

Fuente: Endes 1996.

4029

80

6257

42

010

2030405060708090

100

Urbano Rural Total

1986-1991 1991-1996

0.0

20.0

40.0

60.0

80.0

InfeccionesRespiratorias

Infecciosas y Parasitarias

CausasPerinatales

Endocrinas,Metablicas y

Nutricin

Circulatorias,Digestivas, otro

AnomalasCongnitas

Otros

0-1 mes

1-23 meses

`

Grfico N 3Principales Causas de Muerte Infantil 1994-1998

(En porcentaje)

Fuente: Estadsticas del Ministerio de Salud. Elaboracin Propia

Grafico N 4Tasa de Mortalidad Infantil, segn quintiles

(Muertes por cada mil nacidos vivos)

Fuente: Banco Mundial (2000).

Si se analizan las principales causas de muerte infantil en el Per se obser-van diferencias importantes de acuerdo a la edad de los nios. En el primermes de vida se producen decesos relacionados principalmente con causasperinatales, mientras que a medida que transcurre el tiempo los factores no

biolgicos, como las enfermedades resultantes de la falta de acceso a serviciosde salud, el cuidado deficiente de los nios y la falta de una alimentacinadecuada, explican en mayor medida las causas de muerte infantil en el Per.

Asimismo, si se examina la tasa de mortalidad infantil segn el nivelsocioeconmico del hogar se aprecia que la mayor incidencia de muertes in-fantiles se concentra en los estratos de ingreso inferiores: dos tercios de lasmuertes infantiles ocurren en el 40% de los hogares ms pobres en el Per.

64.2

26.029.730.6

48.0

0

10

2030

40

50

60

70

1 2 3 4 5

quintiles

T M I


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En esta seccin se desarrolla el modelo economtrico utilizado para estimar losdeterminantes de la mortalidad infantil. La metodologa comprende dos eta-pas: 1. Estimacin no Paramtrica , a travs de la cual se identifican las probabi-lidades de supervivencia para diferentes grupos mediante el estimadorKaplan-

Meier , 2. Estimacin Paramtrica , que permite evaluar el efecto de las caracte-rsticas individuales sobre la distribucin de la duracin de la supervivencia.Finalmente, se explica la base de datos a utilizar.

III.1 MTODO DE ESTIMACIN

Diversos estudios han considerado el anlisis de la mortalidad infantil me-diante modelos probabilsticos de tipo logit o probit, donde el evento a estu-diar es si el individuo sobrevivi o no un perodo de tiempo fijo. En el casoespecfico de la mortalidad infantil se analiza si el nio muri al primer ao devida o si sobrevivi. Esta aproximacin presenta dos desventajas al examinarslo un perodo de tiempo -por ejemplo, el primer ao de vida completo-, y alutilizar la informacin slo para los individuos que sobrevivieron al menos elprimer ao de vida. As, los nios que nacieron antes de la fecha de la encuestay tienen por ejemplo 6 meses de vida son omitidos del anlisis (Trusell yHammerslough (1983).

En el presente documento el modelo a utilizar ser una extensin de losllamados Modelos de Duracin , donde a diferencia de los modelos convencio-nales la observacin es un proceso que toma lugar en un perodo de tiempo

Metodologa y base de datos

CAPTULO III


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[0 ,t ]. Es decir, se analizan las decisiones y acciones de los individuos a travsdel tiempo8 . Estos modelos son utilizados cuando la variable dependiente es elperodo de tiempo desde el inicio del evento hasta su fin o fecha de la encuesta.

En este tipo de modelos el proceso observado puede empezar y terminaren cualquier punto del t iempo, lo que origina las llamadas observaciones cen-suradas. En la muestra existen nios que han nacido y muerto en el perodo deanlisis, por lo que se tiene informacin completa sobre el evento a analizar (t1y t2 en el grfico N 5). Sin embargo, para los nios que nacieron dentro delperodo de estudio y sobreviven no se tiene informacin futura sobre los efec-tos de las variables analizadas, consideradas como observaciones censuradas ala derecha (t4). Por otro lado, para los nios que nacieron antes del perodo deestudio no se tiene informacin sobre el efecto de las variables estudiadas du-rante los primeros meses de vida, por lo cual son consideradas como observa-ciones censuradas a la izquierda (t3).

En este estudio slo se han considerado a los nios nacidos vivos 5 aosantes de la encuesta (1991-1996), ya que para ellos se cuenta con informacincompleta para todas las variables analizadas. As, si el nio sobrevivi a los 23meses (casos censurados) tendr como variable dependiente su edad en meseso la edad a la fecha de la entrevista, y si muri la variable dependiente ser laedad de fallecimiento que oscila en un rango de 0 a 23 meses9 .

El punto central es la estimacin de la probabilidad condicional, conoci-da comotasa de riesgo l (t ): la probabilidad de morir en el perodot , dadoque sobrevivi en el perodot-1 dejndose de lado la estimacin de la probabi-lidad no condicional del evento, es decir la probabilidad que el nio muera enel perodot .

Estimacin No Paramtrica

Para identificar la probabilidad de morir para diferentes grupos se construye-ron funciones empricas de riesgo(empirical hazard functions) utilizando elestimadorKaplan-Meier . El procedimiento estadstico para calcular este esti-mador es sencillo. Sea h j el nmero de muertes con duracin t j, donde j = 1,. . . , K meses y m j el nmero de observaciones censuradas a la derecha entret j y t j+1. Se define a n j como el nmero de eventos completos o no truncadosantes de una duracint j :

(5)

Dado que la tasa de riesgol (t j ) es la probabilidad de completar un even-to en la duracint j , condicionado a que el evento llegue hasta la duracint j , sele puede definir:

l (t j ) =h j / n j , (6)

8 Ver Greene (2000), Kiefer (1988), Lancaster (1992), entre otros.

Grfico N 5Datos Censurados

inicio fin

t3

t4

t1

t2

Fecha de laentrevista

( )

+=K

ji

ii j hmn

9 Como se aprecia en el grfico N A.II.1 del anexo, existe un potencial problema de subestimacin de la mortalidadinfantil por redondeo de la edad de muerte en el mes 12. As, tomando como referencia a Bicego y Boerma (1993), seampli el perodo de referencia a 23 meses para evitar el sesgo introducido por omitir la relacin entre la edad de muerteno repor tada y las variables explicativas.

^

Acceso a servicios de salud y mortalidad infantil en el Per26 27 Metodologa y base de datos


13/29

Acceso a servicios de salud y mortalidad infantil en el Per28 29 Metodologa y base de datos

es decir, el nmero de eventos terminados ent j dividido entre el nmero deeventos no terminados ent j .

Asimismo, es posible calcular la probabilidad condicional de sobreviviren el intervalo i-simo, dado que ha sobrevivido hasta el perodo anterior comop

i= [1- ]. En este sentido, la funcin de supervivencia(survival function) o

estimador Kaplan Meier se define como:

(7)

Estimacin Paramtrica

Un modelo paramtrico de duracin permite evaluar el efecto que tienen cier-tas caractersticas individuales en la distribucin de la duracin de la supervi-vencia. En el presente documento, se utilizar un Modelo de Riesgo Proporcio-nal , donde el efecto de los regresores es el de multiplicar la funcin de riesgopor un factor de escala. Es decir, las tasas de riesgo para cada individuo tienenla misma forma pero existen desplazamientos de acuerdo a las caractersticasindividuales.

A travs de la estimacin de mxima verosimilitud del modelo la tasa deriesgo se define como:

l (t, xi, b ) = l 0 (t)e( xi b ) (8)

dondel 0(t) es la tasa de riesgo base(baseline hazard) que describe el riesgo paralos individuos asociado a xi = 0, ye(xi

b ) es el riesgo relativo o factor de propor-cionalidad. As, el riesgo aumenta o disminuye proporcionalmente asociado a

un vector de caractersticas xi. En este caso, se utiliza el mtodo de Cox, dondeno se especifica ninguna forma funcional para la tasa de riesgo base10 .Unb positivo implica que cuando la variable se incrementa, la probabili-

dad de morir en cada perodo aumenta y viceversa. Una vez estimados estos

coeficientes, se procede a calcular los Ratios de Riesgo o la razn en la cual laprobabilidad de morir se incrementa en relacin con la variable de referencia obase, tomando para ello al exponencial del coeficiente de cada variable. As,un eb igual a 1,0 indica que el riesgo es similar al del promedio, mientras queun valor mayor (menor) que 1,0 indica un mayor (menor) riesgo en relacincon la variable de referencia.

Para abordar el problema de endogeneidad, explicado en la seccin I, seha instrumentalizado la atencin en el parto con profesional de salud, usndo-se variables tales como acceso a seguro mdico e infraestructura de salud en eldistrito. Es importante sealar que esta estrategia ha sido utilizada por variosautores para instrumentalizar el acceso a servicios de salud bajo el supuestoque las caractersticas no observables de los nios no estn correlacionadas conel valor predicho de la variable (Rosenweig y Schultz, 1983, 1982; Olsen yWolpin, 1997; Panis y Lillard, 1995). Cabe sealar que la estimacin de estemodelo es posible debido a la inclusin de variables en la ecuacin de atencinque no se incluyen en la ecuacin de mortalidad infantil, como las variables deinfraestructura en salud11 .

III.2 BASE DE DATOS

En el estudio se utilizaron dos bases de datos la Encuesta Demogrfica y deSalud Familiar 1996 (ENDES) y el Censo de Infraestructura de Salud de 1996,ambas representativas en el mbito nacional. Para estudiar los determinantesde la mortalidad infantil se tom como muestra a los nios nacidos vivos en elperodo 1991 1996. A su vez, el Censo de Infraestructura de Salud 1996incluye informacin para todos los establecimientos de salud a nivel distrital(7306), segn tipo de proveedor, nmero de mdicos, nmero de otros profe-

sionales de salud tales como enfermeros o tcnicos, entre otras variables. Lavariable ubicacin geogrfica del distrito de residencia se utiliz como conectorde ambas bases, dando como resultado 484 distritos a analizar.

l i^

( ) ( )==

=

= j

i

i

j

i i

ii j

nhn

t S11

1 )(

l i^

10 Ver Kiefer (1988). Adicionalmente, en el anlisis de los determinantes de la atencin, tomando en cuenta la correlacinintra-distrital de los errores al incluir variables distritales, se utiliz la correccin de la matriz de varianza propuesta porMoulton (1986).

11 El set de variables a utilizar es amplio pero inevitablemente incompleto. Varias variables han sido excluidas del presenteanlisis porque contienen un fuert e componente endgeno, lo cual implica incluir ecuaciones adicionales que escapan alobjetivo principal del presente documento.


14/29

En la esta seccin se presentan los principales resultados de la estimacineconomtrica tomando en cuenta la endogeneidad de la variable relacionada aacceso a servicios de salud.

IV.1 ESTIMACIN NO PARAMTRICA

El estimador Kaplan Meier es una representacin grfica de la funcin de super-vivencia, definida como una distribucin acumulativa de las probabilidadescondicionales de supervivencia. En este sentido, muestra un comportamientodecreciente ya que representa la proporcin acumulativa de la muestra que sigueviva en el periodo t respecto al total de nios que sobreviven hasta ese perodo.As, tomando como muestra a todos los nacidos vivos entre 1991 y 1996, seobserva en el grfico N 6 que el 97% de los nios sobrevivi al menos al primermes de vida, mientras que el 95% sobrevivi ms de 23 meses.

Si se observa la funcin emprica de supervivencia segn el rea de resi-

dencia12 se encuentra que los nios que viven en reas rurales presentan unafuncin de supervivencia que desciende ms rpidamente respecto a aquellosque viven en reas urbanas. Es decir, la duracin de vida para los que viven en

Resultados

CAPTULO IV

12 Adicionalmente, para verificar si existen diferencias estadsticamente significativas en las duraciones de vida entre dife-rentes grupos a nivel urbano-rural, se utiliz la prueba conocida como log de rango, cuya hiptesis nula es que lasfunciones de supervivencia son iguales para los grupos a contrastar. Los resultados indican que existen diferenciassignificativas en la distribucin de la duracin de vida segn n ivel educativo y edad de la madre, gnero del ni o, accesoa servicios de salud, entre ot ros.


15/29

Acceso a servicios de salud y mortalidad infantil en el Per32 33 Resultados

Grfico N 6Funcin Emprica de Supervivencia

Fuente: Endes 1996. Elaboracin propia.

97.6%

96.5%

95.8%96.1%

95.1%

96.6%

95.4%

95.0%

0.94

0.95

0.95

0.96

0.96

0.97

0.97

0.98

0.98

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23

Meses

F u n c i

n d e S u p e r v

i v e n c i a

S ( t )

0.900.910.920.930.940.950.960.970.98

0.991.00

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23Meses

F u n c i

n d e S u p e r v

i v e n c i a

S ( t )

Urbano Rural

`

Grfico N 7Funcin de Supervivencia, segn rea de Residencia


reas urbanas es mayor respecto a aquellos que viven en reas rurales, tal comose observa en grfico N 7.

Asimismo, analizando las funciones de supervivencia por nivel educativode la madre se aprecia que aquellos nios que tienen madres sin educacin ocon apenas educacin primaria tienen una duracin de vida menor compara-dos con aquellos que tienen madres con educacin secundaria o superior.Especficamente, la tasa de mortalidad infantil asociada a madres sin educa-cin es aproximadamente 64 muertes por cada mil nacidos vivos, cifra que se

reduce a 25 muertes por cada mil nacidos vivos si la madre tiene educacinsuperior. Estos resultados reflejan el impacto positivo de la educacin de lasmadres sobre la mortalidad infantil a travs de una mejor percepcin respectoal cuidado de los hijos, la utilizacin de servicios de salud y una mayor partici-pacin en el mercado de trabajo.

Por otro lado, se observa una relacin no lineal, en forma de J, entre latasa de mortalidad infantil y la edad de la madre al nacimiento del nio,encontrndose menores tasas de sobrevivencia en los grupos extremos, en

especial en el grupo de mujeres adultas. Esta forma de curva se debe a prcti-cas de salud inadecuadas, la baja utilizacin de los servicios de salud y unmenor control de la fecundidad en mujeres de edad temprana; mientras queen las madres de edad avanzada la alta tasa de mortalidad infantil se ve afecta-da por la influencia de factores biolgicos, como la mayor predisposicin ahipertensin o diabetes e hijos con una mayor probabilidad de nacer conanomalas congnitas13 .

Finalmente, uno de los mecanismos ms eficaces para reducir los ndices

de mortalidad a partir del embarazo es una adecuada atencin en el parto, yaque reduce el riesgo de morir debido a infecciones o problemas en el embarazono detectados a tiempo. La tasa de mortalidad infantil a nivel nacional asocia-da a madres que fueron asistidas por un profesional de salud bordea las 28muertes por cada mil nacidos vivos, cifra que aumenta considerablemente si elparto fue asistido por un familiar (71 muertes por cada mil nacidos vivos).

13 Ver OPS (2000).


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Grfico N 8Funcin de Supervivencia, segn Nivel Educativo de la Madre


Grfico No 9Funcin Emprica de Supervivencia,

segn Edad de la Madre al Nacimiento del Nio


0.900.910.920.930.940.950.960.970.98

0.991.00

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23meses

F u n c i

n d e S u p e r v

i v e n c i a

S ( t )

sin educacin o primaria secundaria o superior

0.90

0.91

0.92

0.930.94

0.95

0.96

0.97

0.98

0.99

1.00

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Meses

F u n c i

n d e S u p e r v

i v e n c i a

S ( t )

14-19 aos20-35 aos36-49 aos

En el pas el 51% de los partos fueron atendidos por profesionales desalud: 30% por un mdico y 21% por una obstetriz. En zonas urbanas el 79%tuvo asistencia con un profesional de salud, mientras que en zonas rurales estacifra se reduce considerablemente al 17% (el 38% de los nacimientos fue asis-tido por una partera mientras que el 37% por un familiar). De acuerdo adiversos estudios efectuados para el Per el bajo uso de los servicios de salud seencuentra relacionado al costo del servicio, al bajo nivel educativo y a la exis-tencia de barreras culturales (Beltrn, 2000; Elo, 1992; Altobelli, 1998).

El anlisis de la funcin de supervivencia segn el acceso a los serviciosde salud muestra que aquellos nios cuyas madres fueron asistidas en el partopor un profesional de salud, presentan una funcin de supervivencia que des-ciende ms rpidamente en comparacin con aquellos cuyas madres no reci-bieron atencin especializada, lo cual confirma la importancia del acceso aservicios de salud en la supervivencia infantil.

Grfico N 10Funcin Emprica de Supervivencia,

segn Asistencia en el Parto con Profesional de Salud


0.900.910.92

0.930.940.95

0.960.970.980.99

1.00

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23

Meses

F u n c i

n d e S u p e r v

i v e n c i a

S ( t ) si

no


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IV.2 ESTIMACIN PARAMTRICA

IV.2.1. Validacin del supuesto de proporcionalidad

Dado que estamos utilizando un modelo de Riesgos Proporcionales es nece-sario primero probar estadsticamente la validez del supuesto de proporcio-nalidad. En este sentido se us el test de Riesgos Proporcionales o mtodo delog-log plot . Este tiene como hiptesis nula que el logaritmo de la tasa deriesgo es constante en el tiempo. Grficamente se puede validar este supuestoploteando el logaritmo de la tasa de riesgo integrada versus el logaritmo deltiempo. Si ambas curvas son paralelas se justifica el uso de un modelo deriesgos proporcionales. A continuacin se presentan los grficos de las princi-pales variables analizadas14 .

IV.2.2 Resultados del anlisis multivariado

Una vez validado el supuesto de proporcionalidad se procedi, mediante elModelo de Riesgos Proporcionales de tipo Cox, a probar economtricamenteel riesgo de morir. Previamente, para abordar el problema de sesgo deautoseleccin, se estim una ecuacin de demanda por atencin en el partocon profesional de salud, para evaluar sus determinantes y obtener las probabi-lidades predichas con el fin de incluirlas en la ecuacin de mortalidad.

Atencin en el Parto

Mediante un modelo probit se estim que la probabilidad promedio de queuna mujer peruana en edad frtil tenga una atencin en el parto con profesio-

nal de salud es igual a 81,7% en reas urbanas y a 16,3% en reas rurales. Esoconcuerda con las frecuencias calculadas a partir de la muestra. Asimismo, seestim que las variables que ms afectan la decisin de atencin en el parto conun profesional de salud son el nivel de educacin de la madre, lengua maternae infraestructura de salud en el distrito.

14 Los grficos realizados por la autora confirman que no se estara violando ese supuesto tanto en zonas urbanas comorurales.

G r

f i c o

N 1 1


18/29


Como se aprecia en el Cuadro N 3, a medida que aumenta el niveleducativo de la madre se produce un incremento en la probabilidad de aten-cin, tanto en zonas urbanas y rurales. As, la probabilidad de atencin en elparto con un profesional de salud de una mujer con educacin superior res-pecto a una mujer sin educacin aumenta en 22% y 33% en reas urbanas yrurales, respectivamente15. Asimismo, el signo positivo de la variable etnicidadmuestra que las mujeres que tienen como lengua materna el castellano tienenuna mayor probabilidad de atenderse con profesional de salud comparadascon las mujeres de habla aymara o quechua, que enfrentan mayores restriccio-nes socioeconmicas y barreras culturales que acentan el temor o la descon-fianza hacia los mdicos u obstetrices.

Las variables relacionadas al acceso a servicios de salud e infraestructuratienen un efecto significativo y positivo sobre la probabilidad de atencin. Lapertenencia a un seguro pblico y/o privado incrementa la probabilidad deatenderse con un profesional de salud, siendo este efecto mayor en las zonasrurales donde la condicin de estar asegurada aumenta la probabilidad de aten-cin en 15% respecto a las no aseguradas. Asimismo, a medida que aumenta lainfraestructura mdica per cpita en el distrito de residencia, la probabilidadde atencin en el parto con profesional de salud es mayor, siendo este efectoms pronunciado en zonas rurales donde la cobertura actual en servicios desalud es reducida16.

Mortalidad Infantil

Luego de estimar la probabilidad de atencin con profesional de salud se pro-cedi a estimar los determinantes de la mortalidad infantil, tomando la proba-bilidad predicha de atencin en el parto como una de sus variables explicati-

vas. Los resultados obtenidos muestran que la edad de la madre, el intervaloentre nacimientos, el orden de nacimiento y el acceso a servicios de salud sonlas variables que ms influyen en el comportamiento de la mortalidad infantilen el Per.

15 Los efectos marginales se reportan en el anexo.16 Cabe destacar que esos resultados concuerdan con los obtenidos por Beltrn (2000) y Elo(1992) utilizando la ENDES

1996 y 1986, respectivamente.

Cuadro No. 3Determinantes de la Asistencia de Profesional de Salud en el Parto

(t-estadstico entre parntesis)

Urbano Rural

Constante -1.041 -0.916(-6.48) (-6.29)

Edad al nacimiento del nio 0.005 -0.004(1.91) (-1.12)

Educacin Primaria 0.244 0.167(2.23) (2.14)

Educacin Secundaria 0.735 0.692(5.96) (6.90)

Educacin Superior 1.097 0.974(8.92) (7.05)

Lengua Materna: Castellano 0.710 0.250(6.33) (3.26)

ndice de Activos del Hogar 0.067 0.100(12.08) (10.48)

Ve televisin al menos 1 vez a la semana 0.187 0.435(2.60) (6.86)

Tiene seguro privado y/o pblico 0.261 0.507(4.60) (4.69)

Nmero de Hospitales y/o Clnicas 0.012 0.705per cpita en el distrito (0.93) (4.89)Nmero de Gineclogos y/o Obstetrices 0.322 1.756per cpita en el distrito (8.44) (2.44)

Nmero de observaciones 6914 4802

Log Likelihood 750.12 657.13Wald chi2 -3053.33 -1875.25Test de Significancia ConjuntaGrupo 1 316.53* 134.1*Grupo 2 318.34* 273.3*

*p 0.01Grupo 1: edad, educacin, lengua materna, ve televisin, ndice de activosGrupo 2: condicin de asegurada, infraestructura en salud en el distrito.



19/29


Respecto, a las variables relacionadas a la madre y el hogar, se observa que: Tanto en el rea urbana como rural, a medida que se incrementa el nivel

educativo de la madre el riesgo de morir del nio es menor. De acuerdo alas estimaciones realizadas, un ao adicional de educacin reduce el ries-go de morir del nio en reas urbanas y rurales en 2% y 4%, respectiva-mente. Resultados similares se han encontrado para otros pases de laregin. Por ejemplo, para Brasil se ha estimado que un ao adicional deeducacin est asociado a una reduccin del 6% en el riesgo de morir delnio (Sastry, 1994).

El nivel educativo de la madre es estadsticamente significativo en el rearural an controlando por el nivel socioeconmico del hogar. Mientrasque en zonas urbanas, una vez que se incorporan en el modelo variablesrelacionadas al hijo y al acceso a servicios de salud, su nivel de significanciase reduce considerablemente. Estos resultados son similares a los estima-dos para Bolivia (Bicego y Boerma, 1990).

La edad de la madre al nacimiento del nio mantiene una relacin nolineal y negativa con la mortalidad infantil. La edad en la que se logra unmenor riesgo de morir en los nios es de 34 aos en reas urbanas y de 30aos en reas rurales. Estos resultados tambin son similares a los encon-trados para Bolivia (Pinto, 1993).

Las variables de control como ndice de activos o nmero de personas enel hogar, si bien muestran un comportamiento esperable, no sonestadsticamente significativas, a excepcin de la variable nmero de per-sonas en el hogar en edad de trabajar en reas rurales.

Respecto a las variables relacionadas al nio, se aprecia que: El valor negativo de la variable intervalo entre nacimiento muestra que a

medida que aumenta el tiempo entre los nacimientos se reduce el riesgorelativo de morir durante los primeros dos aos de vida. Asimismo, seobserva que a mayor orden de nacimiento la tasa de riesgo es mayor,aunque este resultado es estadsticamente significativo slo en reasurbanas.

Controlando por el gnero del nio se encuentra un efecto directo entreesta variable y la mortalidad infantil. Es importante sealar que en todos

17 Ver OPS (2000).18 En ciertos pases se ha reportado menor supervivencia para las nias, pero debido a factores culturales: estudios

realizados en la dcada de los ochenta muestran que en la India la tasa de mortalidad infantil femenina era 21% mayorque la tasa masculina, dado que los nios reciban un tratamiento preferencial tanto en lactancia como atencinmdica (Ware, 1984).

los pases de Amrica Latina la mayor mortalidad infantil es masculina17 ,siendo ms marcada en el perodo neonatal debido a factores genticoscuyo impacto se atena en edades ms avanzadas18 .

Respecto a las variables relacionadas con el acceso a servicios de salud seobserva que: La variable que mide el acceso a servicios de salud (atencin en el parto

con profesional de salud) muestra una relacin negativa con el riesgo demorir de los nios. La columna 4 del Cuadro N 4 muestra los resulta-dos cuando se considera esa variable como exgena, mientras que lacolumna 5 los ofrece luego que se la instrumentaliza. Los resultadosobtenidos confirman una subestimacin del efecto positivo y del nivelde significancia estadstica de la atencin en el parto con profesional desalud cuando se le considera como variable exgena en el modelo. Esdecir, se aprecia que la tasa de riesgo para los nios cuyas madres tuvie-ron atencin en el parto con profesional de salud se reduce en 11% y18% en reas urbanas y rurales, respectivamente. Este porcentaje au-menta considerablemente una vez instrumentalizada la variable de aten-cin (60% y 69% respectivamente).


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b. Rural

1 2 3 4 5(sin IV) (con IV)

Variables de la Madre y el Hogar

Edad madre al nacimiento del n io 0.900** 0.901** 0.941 0.944 0.973(-2.48) (-2.45) (-1.37) (-1.29) (-0.56)Edad^2 1.002* 1.002* 1.001 1.001 1.001

(2.77) (2.75) (1.73) (1.65) (0.76)Aos de educacin 0.953* 0.962* 0.963* 0.968** 0.985

(-3.53) (-2.68) (-2.53) (-2.13) (-1.78)N mero de personas en el 0.926** 0.928** 0.914** 0.925** 0.919**hogar en edad de trabajar (-2.09) (-2.04) (-2.41) (-2.09) (-2.12)ndice de Activos 0.978 0.986 0.992 0.995

(-1.37) (-0.84) (-0.47) (-0.36)Variables del nioIntervalo entre nacimientos (meses) 0.989** 0.988* 0.988*

(-4.51) (-4.63) (-4.47)Orden de nacimiento 1.038 1.038 1.050

(1.45) (1.45) (1.80)Gnero 1.134 1.146 1.146

(1.50) (1.60) (1.51)Utilizacin de Servicios de Salud Atencin en el parto con profesional 0.816 0.309de salud (-1.35) (-1.97)

Nmero de observaciones 8527 8527 8527 8527 8527LR chi2 1404.2 1406.1 1434.1 1433.9 1437.2Log Likelihood -3121.7 -3120.8 -3106.8 -3061.8 -3172.0Test de Significancia ConjuntaVariables de la Madre y Hogar 40.67* 34.64* 27.73**Variables del Nio y Utilizacin de 44.78* 47.69* 50.36*Servicios de Salud

Nota: a) el modelo incluye adems variables dicotmicas que reflejan el efecto de dependencia Temporal.b) sin IV = sin instrumentalizar la variable de atencin en el parto; con IV = instrumentalizando la variablede atencin en el parto.*: significativo al 1%; **: significativo al 5%


Cuadro No 4Estimacin de los Determinantes de la Mortalidad Infantil

(t estadstico entre parntesis)

a. Urbano

1 2 3 4 5(sin IV) (con IV)

Variables de la Madre y el Hogar Edad madre al nacimiento del nio 0.850** 0.860** 0.868** 0.870** 0.872**

(-2.73) (-2.54) (-2.31) (-2.22) (-2.19)Edad^2 1.003* 1.003* 1.002** 1.002** 1.002**

(2.85) (2.72) (2.10) (2.06) (1.97)Aos de educacin 0.945* 0.970** 0.990 0.992 0.998

(-4.29) (-1.93) (-0.61) (-0.45) (-0.42)Nmero de personas en el 1.003 1.026 1.007 1.013 1.006hogar en edad de trabajar (0.10) (0.79) (0.22) (0.39) (0.17)ndice de Activos 0.952* 0.966* 0.969** 0.987

(-3.46) (-2.29) (-2.05) (-1.62)Variables del nioIntervalo entre nacimientos (meses) 0.995* 0.995* 0.995*

(-2.25) (-2.34) (-2.17)Orden de nacimiento 1.151* 1.145* 1.150*

(3.89) (3.65) (3.84)Gnero 1.308** 1.268** 1.291**

(2.38) (2.06) (2.25)Utilizacin de Servicios de Salud Atencin en el parto con profesional 0.890 0.399de salud (-0.87) (-1.63)

Nmero de observaciones 8992 8992 8992 8992 8992LR chi2 717.3 729.3 757.9 742.3 759.8Log Likelihood -1970.9 -1964.9 -1950.6 -1864.9 -1936.9Test de Significancia ConjuntaVariables de la Madre y Hogar 38.17* 33.57* 25.95**Variables del Nio y Utilizacin de 47.84* 46.32* 55.66*Servicios de Salud

Nota: a) El modelo incluye adems variables dicotmicas que reflejan el efecto de dependencia temporal.b) Sin IV = sin instrumentalizar la variable de atencin en el parto; Con IV = instrumentalizando lavariable de atencin en el parto.*: significativo al 1%; **: significativo al 5%



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Conclusiones

La evolucin de la mortalidad infantil durante la ltima dcada presentauna dinmica compleja. Por un lado, la tasa de mortalidad infantil mues-tra una reduccin favorable a nivel nacional. Pero, por otro, an se obser-van significativas disparidades entre la zona urbana y rural. La disminu-cin de la tasa de mortalidad infantil en las zonas urbanas tiene una va-riacin porcentual mayor en 10% respecto a lo observado para las zonasrurales para el mismo perodo de anlisis.

Una de las crticas frecuentes a los estudios sobre los determinantes de lamortalidad infantil se refiere a que variables como lactancia, acceso aservicios de salud, entre otras, no son consideradas como parte de unadecisin del hogar, con lo cual los resultados economtricos que se obtie-nen son sesgados. Por esta razn es necesaria la estimacin previa de lasvariables que afectan tal decisin, para su posterior inclusin en la ecua-cin final sobre los determinantes de la mortalidad infantil. En este sen-tido, los resultados economtricos obtenidos en el presente estudio mues-tran que la falta de consideracin de esto produce una subestimacin delefecto positivo del acceso a los servicios de salud sobre la supervivenciainfantil.

El anlisis del acceso a los servicios de salud, medido a travs de la aten-cin del parto con un profesional de salud, muestra que slo el 51% deltotal de partos en el Per se realizan con la asistencia de un mdico u

obstetriz, siendo notables las diferencias entre las zonas urbanas y rurales,donde el 79% y el 17% de los partos, respectivamente, tienen asistenciade un profesional de salud. Estas diferencias obedecen tanto a factores dedemanda (bajo nivel educativo de las gestantes, existencia de barrerasculturales, etc.), como a factores ligados a la oferta (diferencias en la in-fraestructura de servicios de salud, costos de acceso, etc.)

El anlisis economtrico del acceso al servicio de salud muestra que lasvariables estadsticamente significativas que explican la atencin del par-


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Acceso a servicios de salud y mortalidad infantil en el Per46 47Conclusiones

to con profesional de salud son el nivel de educacin de la madre, lenguamaterna, ndice de activos del hogar, condicin de asegurada e infraes-tructura de salud en el distrito. Cabe destacar que uno de los principalesresultados del anlisis economtrico indica que an cuando la variablebagaje cultural es estadsticamente significativa en las zonas rurales, suefecto es menor respecto a variables tales como educacin y edad de lamadre e ndice de activos del hogar. En este sentido, la remocin de lasrestricciones ligadas a educacin y niveles de bienestar entre las familiasde las zonas rurales tendr un impacto positivo an cuando existan res-tricciones culturales. A su vez, la importancia de la variable acceso a me-dios de comunicacin indica que las campaas educativas dirigidas adotar de mayor informacin a las gestantes sobre salud reproductiva,tendrn un efecto positivo y significativo sobre el acceso a los servicios desalud, especialmente en las reas rurales.

El anlisis de los determinantes de la mortalidad infantil se realiz tantomediante un estimador no paramtrico de la tasa de riesgo (Kaplan-Meier),como de un modelo paramtrico de Riesgos Proporcionales (Cox), locual permiti realizar un anlisis dinmico de la mortalidad infantil. Losresultados obtenidos en ambos casos indican que las variables que afec-tan significativamente a la mortalidad infantil son: educacin de la ma-dre, edad de la madre al nacimiento del nio, intervalo entre nacimien-tos, orden de nacimiento y el acceso a servicios de salud.

La edad de la madre al nacimiento del nio muestra un comportamien-to estadsticamente significativo tanto en zonas urbanas como rurales,resultando ms importante en las zonas urbanas. El riesgo de morir delos nios cuyas madres son jvenes es alto. Sin embargo, el riesgo asocia-do a mujeres de edad avanzada lo es an ms, lo cual indicara que las

campaas de salud reproductiva y planificacin familiar no slo debenestar dirigidas a la poblacin ms joven sino tambin a las mujeres demayor edad.

El nivel educativo de la madre contribuye de manera significativa en lareduccin del riesgo de muerte en nios menores de 23 meses. El efectoes indirecto ya que las mujeres ms educadas tienden a utilizar ms servi-cios de salud debido a que conocen mejor los beneficios positivos deriva-dos de la atencin con un profesional de salud. Adems, existe un efecto

directo como resultado de una mejor percepcin sobre la gravedad de lasenfermedades y sntomas, y un aumento en la productividad y efectivi-dad en el uso de los insumos de salud.

Los resultados refuerzan la importancia de promover el grado de infor-macin que maneja el hogar respecto a temas de salud materno-infantil yla necesidad de tomar en consideracin variables demogrficas, comonmero de hijos o edad de la madre, en el diseo de programas socialesde salud reproductiva. Asimismo, es de particular importancia la capaci-tacin de personal no mdico -promotores en salud y parteras en zonasrurales del Per- donde el acceso a personal e infraestructura mdica eslimitado por la existencia de factores culturales y econmicos.


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ESTIMACION DEL INDICE DE ACTIVOS

El Banco Mundial y Macro Internacional han estimado un ndice estndar deactivos para todos los pases donde se ha aplicado una Encuesta de Salud yDemografa (DHS). En cada pas la encuesta recoge informacin sobre salud,nutricin y medidas de utilizacin de salud, as como caractersticas demogr-ficas, sociales y econmicas de los encuestados.

El ndice de Activos define el nivel socioeconmico de los hogares a tra-vs de una medida de riqueza: el nmero de activos que el hogar posee. Porejemplo, la tenencia de televisor o de un carro, o ciertas caractersticas delhogar como tipo de conexin de agua o material del piso. A cada activo delhogar se le asigna un peso, generado a travs del mtodo de ComponentesPrincipales. Estos pesos se suman para cada hogar y se obtiene el puntaje totaldel hogar llamado el ndice de Activos.

Cabe destacar que esa estimacin incluye una amplia gama de variables y

usa los mismos tipos de activos en todos los pases, sin diferenciarlos por reageogrfica. Esto, si bien facilita la comparacin entre pases, no permite unanlisis desagregado sobre qu variables en particular son ms o menos impor-tantes para explicar el nivel socioeconmico de los hogares en diferentes reasgeogrficas.

A continuacin se presentan las variables consideradas:

Anexo I:Estimacin del ndice de Activos


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Media Desviacin QuintilesEstndar (Porcentaje de la Poblacin)

Variable Menor 2 3 4 Mayor Activos del Hogar

Tiene electricidad 0.60 0.49 2.6% 43.7% 90.3% 99.1% 99.9%

Tiene radio 0.81 0.39 63.7% 82.3% 89.0% 96.2% 99.4%Tiene televisin 0.58 0.49 4.3% 49.6% 86.4% 97.0% 99.8%Tiene refrigerador 0.28 0.45 0.0% 2.3% 21.5% 56.0% 96.1%Tiene bicicleta 0.22 0.42 8.1% 21.8% 28.8% 24.7% 42.7%Tiene motocicleta 0.04 0.20 0.2% 1.5% 3.2% 3.5% 8.5%Tiene carro 0.08 0.27 0.2% 2.0% 4.2% 8.1% 38.0%Tiene telfono 0.14 0.34 0.0% 0.1% 1.9% 12.2% 78.9%Tiene computadora 0.02 0.14 0.0% 0.0% 0.2% 0.7% 14.5%Si el hogar tiene empleado domestico 0.02 0.13 0.0% 0.3% 0.8% 1.4% 11.0%Si el hogar trabaja en tierra propia ode familiar 0.20 0.40 60.4% 25.1% 6.9% 2.5% 0.9%Nmero de personas por habitacin* 3.09 2.01 5.0 3.9 3.5 2.8 1.8Caractersticas de la Viviendaa. AguaRed publica dentro de la vivienda 0.51 0.50 3.6% 34.3% 57.6% 89.9% 98.0%Red publica fuera de la vivienda, dentrodel edificio 0.04 0.19 4.2% 7.1% 5.2% 1.1% 0.2%Agua de superficie: Ro/acequia 0.21 0.41 65.6% 14.5% 2.1% 0.1% 0.0%Piln, grifo pblico 0.08 0.27 8.4% 14.0% 12.7% 2.5% 0.3%Pozo pblico 0.05 0.21 7.9% 7.6% 2.4% 0.5% 0.2%Pozo en la casa, patio, lote 0.03 0.18 1.5% 3.7% 6.9% 2.0% 0.4%Camin, tanque, aguatero 0.03 0.17 0.5% 8.2% 8.5% 3.2% 0.9%Agua de lluvia 0.00 0.03 0.3% 0.0% 0.0% 0.0% 0.0%Otro 0.05 0.22 8.1% 10.2% 4.5% 0.8% 0.1%b. DesageRed publica dentro de la vivienda exclusivo 0.33 0.47 0.0% 2.2% 28.3% 75.9% 96.5%Red publica dentro de la vivienda comn 0.05 0.21 0.1% 2.0% 10.7% 10.5% 2.5%Red publica fuera de la vivienda exclusivo 0.005 0.07 0.1% 0.8% 1.5% 0.4% 0.0%Red publica fuera de la vivienda comn 0.01 0.12 0.3% 1.6% 4.1% 0.9% 0.2%Pozo ciego o negro (letrina) exclusivo 0.24 0.43 19.5% 44.6% 36.6% 10.3% 0.5%Pozo ciego o negro (letrina) comn 0.03 0.18 2.9% 5.8% 4.4% 0.8% 0.0%Ro, acequia o canal o no hay servicio 0.33 0.47 76.6% 40.4% 11.1% 0.7% 0.0%Otro 0.02 0.12 0.4% 2.2% 3.3% 0.6% 0.1%c. PisoTierra, arena 0.50 0.50 92.0% 84.4% 44.3% 6.3% 0.1%Madera (entablados) 0.07 0.26 3.4% 5.5% 7.8% 4.5% 2.0%Cemento, ladrillo 0.34 0.47 0.3% 8.7% 44.5% 81.8% 52.5%Parquet o madera pulida 0.03 0.16 0.0% 0.1% 0.5% 0.9% 21.0%Losetas, terrazos o similares 0.03 0.17 0.0% 0.0% 1.0% 4.4% 17.8%Laminas asflticas, vinlicos o similar 0.02 0.12 0.0% 0.0% 0.6% 0.9% 6.0%Otro 0.02 0.14 4.4% 1.0% 1.1% 1.1% 0.8%

* Se calcul como {(nmero de personas por habitacin - media )/Desviacin Estndar}*puntajeBanco Mundial (2,000).

Grfico N A.II.1Distribucin de fallecimientos en nios menores de 23 meses,

segn edad de muerte reportada(En porcentaje)

Anexo II:Caractersticas de la Muestra

y Regresiones

0

2

4

6

8

10

12

14

16

18

20

1 3 5 7 9 11 13 15 17 19 21 23

Edad de muerte reportada

E n

P o r c e n t a j e

Urbano Rural


29/29


Cuadro N A.II.1Estimacin de los Determinantes de la Atencin en elParto con Profesional de Salud: Efectos Marginales


Urbano RuralEdad al nacimiento del nio 0.001 -0.001

(1.91) (-1.12)Educacin Primaria 0.061 0.041

(2.23) (2.14)Educacin Secundaria 0.191 0.207

(5.96) (6.90)Educacin Superior 0.215 0.330

(8.92) (7.05)Lengua Materna: Castellano 0.238 0.060

(6.33) (3.26)ndice de Activos del Hogar 0.018 0.025

(12.08) (10.48)Ve televisin al menos 1 vez a la semana 0.053 0.117

(2.60) (6.86)Tiene seguro privado y/o pblico 0.065 0.153

(4.60) (4.69)Nmero de Hospitales y/o Clnicas 0.003 0.176per cpita en el distrito (0.93) (4.89)Nmero de Gineclogos y/o Obstetrices 0.086 0.438per cpita en el distrito (8.44) (2.44)Nmero de observaciones 6914 4802Wald chi2 -3053.33 -1875.25Log Likelihood 750.12 657.13

*p 0.01, Grupo 1: edad, educacin, lengua materna, ve televisin, ndice de activos,Grupo 2: condicin de asegurada, infraestructura en salud en el distrito.


Cuadro N A.II.1Estimacin de los Determinantes de la Atencin en elParto con Profesional de Salud: Efectos Marginales


Urbano RuralEdad al nacimiento del nio 0.001 -0.001

(1.91) (-1.12)Educacin Primaria 0.061 0.041

(2.23) (2.14)Educacin Secundaria 0.191 0.207

(5.96) (6.90)Educacin Superior 0.215 0.330

(8.92) (7.05)Lengua Materna: Castellano 0.238 0.060

(6.33) (3.26)ndice de Activos del Hogar 0.018 0.025

(12.08) (10.48)Ve televisin al menos 1 vez a la semana 0.053 0.117

(2.60) (6.86)Tiene seguro privado y/o pblico 0.065 0.153

(4.60) (4.69)Nmero de Hospitales y/o Clnicas 0.003 0.176per cpita en el distrito (0.93) (4.89)Nmero de Gineclogos y/o Obstetrices 0.086 0.438per cpita en el distrito (8.44) (2.44)Nmero de observaciones 6914 4802Wald chi2 -3053.33 -1875.25Log Likelihood 750.12 657.13

*p 0.01, Grupo 1: edad, educacin, lengua materna, ve televisin, ndice de activos,Grupo 2: condicin de asegurada, infraestructura en salud en el distrito.


Acceso a servicios de salud y mortalidad infantil en el Perú

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