Objetivo. Conocer la prevalencia de la lactancia materna en el Distrito Sanitario de Córdoba, en función de las zonas básicas de salud que lo componen; conocer si las clases sociales más desfavorecidas alimentan menos con el pecho que las clases sociales altas y la influencia de los centros de salud sobre la lactancia materna.
Diseño. Estudio descriptivo, de tipo transversal. Encuesta administrada por una encuestadora a domicilio.
Ámbito. Distrito Sanitario de Córdoba, zona urbana.
Sujetos. Los niños de 1, 3 y 6 meses en el momento del estudio, obtenidos del registro informatizado de nacidos del Distrito Sanitario de Córdoba.
Mediciones y resultados principales. Edad del niño, lactancia materna, clase social, modelo de atención primaria (zonas básicas de salud atendidas por centros de salud y por consultorios/ambulatorios), peso al nacer, profesión del padre y de la madre, situación laboral de la madre, asistencia a control de embarazo y educación maternal y número de visitas. Inician la lactancia materna el 77,2 % de las madres. Al mes lactan el 51,7%, a los 3 meses una de cada 4 madres y a los 6 meses una de cada 10. El bajo peso al nacer influye negativamente en la lactancia materna. La prevalencia de la lactancia materna es mayor en las clases sociales más favorecidas y en las zonas básicas de salud reconvertidas. El resto de las variables analizadas no alcanzan significación estadística.
Conclusiones. Los centros de salud producen una mejora en la prevalencia y duración de la lactancia materna.
Introducción
La lactancia materna es reconocida por la comunidad científica como un hábito saludable y altamente positivo, tanto para la salud física como para el desarrollo psicológico e intelectual del niño1-4. Aun así y a pesar de ser considerado por la población general como la forma más adecuada de lactancia5, los cambios culturales ocurridos en nuestro país en las décadas pasadas, en conjunción con los avances tecnológicos que permiten la elaboración de productos lácteos artificiales de gran fiabilidad, han producido un descenso en esta forma de alimentación1,6,7.
La sociedad moderna industrializada no tiene por qué ser necesariamente incompatible con la lactancia natural y desde diferentes organismos nacionales e internacionales8 se piensa que la adopción de medidas adecuadas permitirán mantener a la lactancia materna en el lugar que le corresponde dentro del desarrollo del niño.
La atención a la salud materno-infantil forma parte sustancial del trabajo que se realiza en los centros de salud desde el inicio de la reforma sanitaria. Una de las actividades de los programas de educación maternal, control de embarazo y del niño sano es el apoyo y promoción de la lactancia materna.
Se plantea en este estudio conocer cuál es la prevalencia de la lactancia materna en nuestro medio y si los centros de salud están contribuyendo a su recuperación.
Material y métodos
Se ha realizado una encuesta a domicilio a las madres de los niños que cumplían 1, 3 y 6 meses en el momento de la encuesta, nacidos en Córdoba capital. Se ha utilizado el registro informatizado de Metabolopatías del Distrito Sanitario de Córdoba para la obtención del domicilio de las madres, la fecha de nacimiento del niño y el sexo. Se han seleccionado los niños que tenían un mes cumplido y que todavía no habían llegado a los 2 meses, los que habían cumplido tres sin llegar a los cuatro y los que habían cumplido seis sin llegar a los siete. La zona básica de salud se obtiene de manera automatizada a través del domicilio.
El Distrito Sanitario de Córdoba comprende 11 zonas básicas de salud urbanas. De éstas, en el momento del estudio había cuatro reconvertidas, atendidas por centros de salud. El 33% de la población pertenece a ellas.
El número de madres a las que podía entrevistarse fue de 640, de las que finalmente se entrevistaron 561. En 43 casos el domicilio registrado pertenecía a algún familiar, quedando el domicilio propio en una zona básica distinta a la asignada. En estos casos la encuesta no se realizó. En 21 ocasiones el domicilio fue incorrecto y no pudo localizarse a la madre. En 15 ocasiones la madre se negó a contestar el cuestionario. La entrevista se realizó por una trabajadora social ajena al equipo investigador, que no trabajaba en ninguna zona básica, instruida especialmente para el estudio. Se intentó hasta tres veces el contacto con la madre. Cuando éste no fue posible se anuló la encuesta sin que se utilizasen sustitutos.
Para un riesgo alfa de 95% y una potencia de 80% se necesitaba una muestra de 510 madres para detectar una diferencia del 12% en la prevalencia de lactancia materna entre las zonas atendidas por centros de salud y las atendidas por el sistema de consultorios.
A cada madre se le preguntaba si en el momento de la encuesta lactaba o no, para obtener la prevalencia de la lactancia materna al mes, 3 y 6 meses, y si había llegado a iniciarla; también se le preguntaba cuál era su profesión y la del padre. A partir de esta variable se fijaba la clase social siguiendo a Domingo Salvany et al9. La clase social se ha dicotomizado tomando el valor 0 para las clases I, II y III, y el valor 1 para las restantes. La variable modelo de atención primaria se obtuvo asignando el valor 1 cuando la zona básica de salud era atendida por centros de salud y valor 0 en caso contrario. Se registraba, además, la edad de la madre y del padre, el nivel de instrucción y el número de hijos. Se preguntó si se realizó o no control de embarazo y educación maternal, y en caso afirmativo cuántas visitas se hicieron. Se dicotomizó la variable número de controles prenatales en menos de cinco y cinco o más. También se preguntaba por hábitos alimentarios e introducción de la alimentación complementaria.
Análisis estadístico
Se realizó un análisis descriptivo univariante. La asociación entre las variables cualitativas lactancia materna, clase social, modelo de atención primaria, educación maternal y control de embarazo se estudió mediante la prueba de ji al cuadrado. Para la asociación entre las variables número de veces que acude a educación maternal y a control de embarazo con la lactancia materna se utilizaron tests no paramétricos. La comparación de medias de los pesos al nacer de los niños que inician la lactancia materna y los que no la inican, se realizó mediante el t-test. Todas las variables citadas se introducen en un modelo de regresión logística. Se añaden, además, la edad de la madre y la edad del hijo en el momento de la encuesta. El método de selección de variables utilizado es el stepwise o paso a paso. El ajuste del modelo se comprueba mediante el test de Hosmer-Lemeshow10. Se ha utilizado el paquete estadístico SAS11.
Resultados
En la figura 1 se presenta la prevalencia de la lactancia materna según la edad del niño en función de la clase social y el modelo de atención primaria conjuntamente. En la tabla 1 los resultados del análisis bivariante para la lactancia materna y modelo de atención primaria, clase social, educación maternal y control de embarazo. Las mujeres que acudieron a educación maternal al menos en una ocasión no lactaron con más frecuencia que las que no fueron nunca. Cuando se tuvo en cuenta el número de sesiones de educación maternal en lugar de sí o no, si alguna vez se asistió a educación maternal tampoco se encontraron diferencias significativas. De igual manera no lactaron más las mujeres que realizaron cinco o más consultas de control de embarazo que las que acudieron en cinco o menos ocasiones. Las mujeres de clase social favorecida lactaron más que las de clase más baja (34% frente a 24%, p=0,017). Las mujeres atendidas en centros de salud lactaron más que las atendidas en consultorios/ambulatorios (31% frente a 25%), aunque estas diferencias no fueron significativas (p=0,11). A su vez, la proporción de mujeres de clase social más favorecida fue inferior en los centros de salud que en los consultorios/ ambulatorios (14% frente a 38%, p=0,001). Los niños que no iniciaron la lactancia materna pesaron al nacer de media 230 g menos que los que sí la iniciaron (tabla 2).
En el análisis logístico se introdujeron las variables citadas. Los resultados se presentan en la tabla 3. Las variables que quedaron en el modelo fueron la edad del hijo, el peso al nacer, la clase social y modelo de atención primaria. La variable modelo de atención primaria que en el análisis bivariante no alcanzaba significación estadística, quedó en el modelo con una p=0,014 y una odds ratio de 1,80, indicando mayor probabilidad de abandonar la lactancia materna en los centros no reconvertidos. La odds ratio para la clase social fue de 0,50 y una p=0,04, indicando que las clases sociales más favorecidas lactan más que las desfavorecidas. Igualmente, la odds ratio del peso al nacer fue de 2,23 con un valor de p=0,0004, lactando menos los niños cuanto más bajo fue el peso al nacer. La edad es la variable que más peso tiene en el modelo con una odds ratio de 0,62 para cada mes de edad.
El test de ajuste de Hosmer y Lemeshow dio un valor de 10,16 con una p=0,25. El modelo predice bien en el 76,8% de las ocasiones. Obtiene valores discordantes en el 22,7% y empates en el 0,5% de los casos.
Discusión
El trabajo realizado es de tipo transversal de los denominados «status quo». Su utilización para este tipo de análisis ha sido justificada por Silva et al12. Presenta la ventaja de obviar el tener que recurrir a la memoria de la madre que podría dar estimaciones imprecisas de la duración de la lactancia y ser mucho más económico que un estudio que pretendiera seguir durante 6 meses una muestra como ésta.
La prevalencia de la lactancia materna es baja, aunque similar a la encontrada en otros estudios13-16. La inician el 77,2% de las madres. Al mes este porcentaje se reduce al 51,72%. A los 3 meses mantienen la lactancia una de cada 4 mujeres y a los 6 meses una de cada 10. El modelo de regresión logística da cuenta de este hecho. La variable que más influye en la prevalencia es la edad del hijo con un coeficiente beta estimado de -0,47 y su correspondiente valor estandarizado de -0,53.
El bajo peso al nacer influye negativamente para la lactancia materna, lo que podría indicar que las madres de estos niños no reciben el soporte necesario para superar las dificultades que este hecho puede determinar.
La diferencia que existe a favor de los centros de salud no alcanza significación estadística, en el análisis bivariante. En el análisis multivariado la variable modelo de atención primaria alcanza un valor de p=0,014. Esta discordancia se explica por el efecto de confusión que tiene la clase social: las clases sociales más altas lactan más que las más bajas, en coincidencia con otros estudios16,17, y también son más frecuentes en las zonas no reconvertidas. En el análisis multivariado se controla dicho efecto. Esto es, se analiza la relación lactancia materna con modelo de atención primaria para un valor constante de la clase social.
Los centros de salud consiguen una duración mayor de la lactancia al pecho, lo que coincide con otros trabajos18. La clases sociales favorecidas atendidas en los centros de salud mantienen la lactancia materna más que las mismas clases en las zonas no reconvertidas. Igual ocurre para las clases sociales más bajas. De forma sintética, podemos decir que para igual clase social la probabilidad de lactar si se es atendida en un centro de salud es 1,8 veces superior que si se es en una zona básica no reconvertida. Las clases sociales bajas atendidas en centros de salud igualan prácticamente en la probabilidad de lactar a las clases sociales altas de las zonas no reconvertidas por el efecto de los centros de salud.
Es interesante señalar que los centros de salud se empezaron a crear en las zonas más desfavorecidas, pretendiendo corregir las desigualdades en salud existentes precisamente en razón de la clase social. Los datos del estudio parecen demostrar, al menos en lo que a la lactancia materna se refiere, que esto se consigue y que dada la distribución de clases sociales, éste es un factor que ha de tenerse en cuenta cuando se pretende evaluar la eficacia de la Reforma Sanitaria.
El mecanismo mediante el cual se produce esta mejora no puede deducirse directamente de este estudio. Sin embargo, el hecho de que la lactancia materna se inicie por igual en ambas zonas y que la educación maternal no parezca influir en la lactancia a diferencia de otros estudios19,20, hace pensar que la influencia se produce una vez nacido el niño. El programa del niño sano diferencia claramente las zonas básicas reconvertidas de las no reconvertidas. Junto con la visita puerperal que se realiza a domicilio por las enfermeras de los centros de salud, dicho programa podría estar en la base del efecto de los centros de salud en la lactancia materna.
Aunque se haya constatado en este estudio que el trabajo realizado en los centros de salud consigue mejorar la duración de la lactancia materna, aún se está muy lejos de lo que sería deseable. Posiblemente es necesario un apoyo aún más intenso que tuviera en cuenta las características psicológicas, el medio ambiente familiar y social, así como el estado emocional de la madre y sus actitudes sobre la lactancia natural.
