R
IESGO DE BAJO
PESO AL NACER EN EL ÁREA PLAZA
DE LA HABANA
Rodolfo Stüsse$ Grikell Piz~.,~
Mima Onkga,l Susana Pineab,1
Olga Infan&,l Pedro M¿zrtbP y Cosme Ordóñez1
El objetivo del estudio fue confirmar los factores de riesgo (FR) de bajo peso al nacer (BPN) y sugerir nuevos factores de riesgo, analizados separada y simultánea- mente, para concretar un programa coordinado por el médico de familia dirigido a la re- ducción de su frecuencia. Para ello, se realizó una encuesta transversal y retrospectiva con 57 casos (madres cuyos hijos presentaron BPN) y 58 controles (madres de hijos sin BPNJ. Además, se obtuviwon datos de los expedientes prenatales de las madres atendidas en los consultorios de los médicos de familia y del policlínica del Area Plaza de b Habana. Se estimaron el riesgo relativo y el riesgo atribuible porcentual de 107 FR hipotéticos de BPN desde el punto de visfa clinicoepidemiológico y social. Para analizar los resulfados, se err- pleó el análisis de la varianza de una vía, la prueba de chi cuadrado, la regresión lineal múltiple y la regresión logíífica. Los resultados sugieren los siguientes FR de BPN: dis- función familial; crisis familiar por desorganización, falta de apoyo del cónyuge, familia ampliada, no asistir a reuniones del círculo de embarazadas y no haber recibido educación para prevenir el BPN. El pwfil de riesgo mul~ifacfori~l fue el s@iente: retraso del creci- miento intrau&rino, disfunción familiar amenaza de parto prefémrino, tomar café, haber acudido a menos de 11 visitas de control prenatal, y no asistir a reuniones del círculo de embarazadas. Las variables excluidas del modelo fueron: razón pesolestatura baja, falta de apoyo del cónyuge, fumar más de 10 cigarr2los al día, y antecedentes familiares de BPN. Los resultados confirman 10 de los factores de riesgo de BPN sospechados en Cuba y nueve de los descritos en la literatura internacional. No se confirmaron la edad materna, los abor- tos espontáneos ni la ingesta de alcohol. Se sugieren seis FR de BPN que el médico de fa- miliu puede prevenir mediante sus acciones a nivel de la familia y & la comunidad, así como un pwfil multifictorial de seis FR de BPN. A partir de estos resultados, se proponen prioridades de programación y la aplicación de esrrategins destinadas a prevenir el BPN, y continuar la investigación con una muestra mayal:
El peso al nacer es el elemento in- dividual más importante que determina la probabilidad de que un recién nacido sobre- viva y tenga un crecimiento y desarrollo sanos (1).
En los anos setenta, en Cuba se realizaron estudios para analizar por sepa-
’ l’oliclínico Docente Plaza de la Revolución. Dirección pos- tal: Ermita 238 esquina a San Pedro, Municipio Plaza, Código Postal: 10600, Ciudad de La Habana, Cuba. * Consultorio Médico de Familia No. 17 del Policlínica
Docente Plaza de la Revoluaón.
rado y simultáneamente los factores de riesgo z (FR) del bajo peso al nacer (BPN), tanto a ni- ve1 local como nacional. Ello permitió esbo-
s
zar su perfil de riesgo unifactorial (2-3). En E H una encuesta efectuada en 1981 en 10 hospi-
tales del occidente del país, se indicaron los FR del BPN que sentaron las bases científicas del Programa Nacional de Reducción del BPN de 1988. Algunos de estos FR fueron los si-
guientes: embarazo en menores de 17 años, bajo peso para la estatura, peso menor de 44,4 kg, ganancia insuficiente de peso, estatura menor de 150 cm, hábito de fumar, antece- dentes de BPN, hipertensión durante el embarazo, aborto provocado y baja escolari- dad (4-5).
A principios de los años ochenta, se llevaron a cabo varios estudios en distintos municipios de La Habana para analizar si- multáneamente diversas variables o factores de riesgo de las gestantes y su posible rela- ción lineal con el BPN (6-7).
En un metanálisis efectuado en Canadá en 1987 de 895 estudios de todo el mundo realizados entre 1970 y 1984 sobre BPN, se indicó que, a pesar del reconoci- miento general de que el BPN podía ser cau- sado por muchos factores, aún quedaban por dilucidar los factores causales independien- tes y la importancia cuantitativa de sus efec- tos sobre el BPN (8-9). En los Estados Uni- dos de América (EUA), se afirmó en 1990 que el BPN es el principal determinante de la mortalidad infantil, que en ese país la reduc- ción de la mortalidad infantil por BPN se ha debido a la utilización de los servicios de cui- dados intensivos neonatales, y que se ha avanzado poco en su prevención (10).
Varios hechos estimularon la rea- lización del presente estudio. En el Área Plaza de La Habana solo se habían realizado algu- nos estudios descriptivos de los FR indivi- duales de BPN. Los principales FR de BPN del Programa Nacional de Reducción del Bajo Peso al Nacer de 1988 no se habían confir- mado en el Área Plaza mediante estudios de casos y controles ni de cohortes con sufi- ciente potencia estadística ni rigor epidemio- lógico. El médico de familia no solía profun- dizar en el estudio de los aspectos familiares del BPN, ni se conocían informes sobre el análisis simultáneo de los FR o del perfil mul- tifactorial de esta enfermedad en ninguna área de salud (5).
La hipótesis que se pretendió ve- rificar fue doble. Primero, determinar si el perfil de los FR de BPN del área coincidía con el de los estudios analfticos conocidos, ha- bida cuenta del mejoramiento de las condi- ciones de vida y de salud de las mujeres en edad fértil y embarazadas, atendidas inte- gralmente por el Plan del Médico de la Fa- milia desde 1985. Segundo, averiguar si este nuevo modelo familiar de atención primaria de salud -capaz de incidir en la prevención del BPN- había modificado el perfil unifac- torial de esta enfermedad que, junto al mul- tifactorial, permitiría concretar el programa del BPN en este sistema local de salud y reducir aun más la morbilidad por BPN (cuya tasa media tienal fue de 7,5/100 nacidos vivos en- tre 1988 y 1990), la mortalidad y la discapaci- dad infantil (II).
Los objetivos del trabajo fueron comenzara confirmar los principales FR del BPN en el Área Plaza entre 1988 y 1990; su- gerir nuevos FR que el médico de familia pueda prevenir y controlar, y jerarquizarlos por su efecto potencial, en aras de ajustar el Programa Nacional de Reducción del BPN del Área Plaza y retroalimentar con información más concreta los sistemas locales de salud similares.
M
ATERIALES
YMÉTODOS
En el estudio se llevó a cabo una encuesta transversal y retrospectiva que abarcó el perfodo comprendido entre 1988 y 1990.gestación menor de 37 semanas completas. El RN con RCIU se definió como el nacido vivo con retraso del crecimiento intrauterino cuyo peso se encontraba por debajo del percentill0 de una distribución estándar de peso al nacer para la edad gestacional (&9).
El criterio de inclusión de los con- troles fue haber tenido uno o más RN sin BPN
y ser atendida en el mismo consultorio mé- dico que los recién nacidos con BPN o en consultorios circundantes. Para su selección, se empleó un método de muestreo aleatorio simple mediante el cual el médico de familia le solicitó al médico del consultorio que aten- día a un caso de BPN que seleccionara al azar a una madre de un RN sin BPN pertene- ciente a la misma área. La muestra de los con- troles se estratificó en dos grupos según el peso al nacer de los hijos: de 2500 a 2999 g
(18%)yde3000gomás(4,3%)(cuadrol). No
se definió ningún criterio de exclusión de los controles y no se excluyó ninguno.
Las madres de los casos se selec- cionaron a partir de las estadísticas continuas sobre RN con y sin BPN de los hospitales gi- neco-obstétricos que envió el Municipio Plaza al Área Plaza mensualmente entre 1988 y 1990. Se incluyeron todas las madres de los casos de BPN que se registraron en el área durante el período estudiado, con excepción de un
caso de embarazo oculto que no tenía expe- diente prenatal en su consultorio. Todos los casos y los controles nacieron en los hospita- les cercanos al Área Plaza, en su mayor parte en el Hospital Docente gineco-obstétrico Ra- món González Coro, que dispone de la tec- nología y atención más avanzadas del país. No se definieron criterios de exclusión ni se ex- cluyó ningún caso del estudio.
Los datos se obtuvieron a partir del expediente prenatal y de la encuesta. Una vez investigados los antecedentes prenatales en los expedientes, el cuestionario se revisó y corrigió sobre la base de los criterios de los expertos de un equipo interdisciplinario. El cuestionario final consistió en 85 preguntas cerradas y abiertas, confeccionadas expresa- mente para este estudio. Para su elaboración, se consultaron otras fuentes. Los datos cru- dos obtenidos de la mayor parte de las res- puestas correspondientes a las variables que podían presentar problemas se validaron. Los datos obtenidos se completaron con el mé- dico de familia del consultorio y con las ma- dres en sus hogares, a las cuales se les expli- caron los objetivos de la encuesta antes de comenzar la entrevista. Se obtuvo el consen-
CUADRO 1. Comparabilidad de los grupos de gestantes con BPN y los controles con sus poblaciones diana segh el peso al nacer. La Habana, í988-1990
Peso al nacer (< 2500 CI) BPN
Grupo de gestantes
Control Subcontrol
- 2500 g 2500-2999 g 2 3000 g Universo
Tamaño 58 839 164 675
2 !I DE . ..a 3381 f 438 g 2799 k 132 g 3522 -e 363 g
Grupo
Tamaño 57 58 29 29
2 k DE 2073 iz 315 g 3105 k 366 g 2823 + 134 g 3386 * 300 g Muestra (%) 98,3 7 18 473
Diferencia entre
universo y grupo ...a 276 g -24 g 136 g’
a Se desconoce el valor del parametro porque no se incluyb un caso BPN = balo peso al nacer
timiento informado de todas las madres entrevistadas.
Después de realizar la entre- vista, las respuestas se clasificaron en cuan- titativas, ordinales y dicotómicas. Las varia- bles ordinales y dicotómicas se codificaron mediante varias escalas. Partiendo de esta clasificación, las 85 preguntas iniciales se co- dificaron en 110 variables (tres dependientes, relacionadas con el BPN, y 107 independien- tes, que constituían los FR hipotéticamente causales). Todas las variables se incluyeron en el análisis. Mediante el sistema de base de datos FOX se obtuvo una matriz de 12 650 da- tos (115 madres x 110 variables; tres depen- dientes y 107 independientes).
Las tres variables dependientes incluidas en los modelos estudiados fueron las que se detallan a continuación. 1) Cuantita- tiva: Y, = peso en gramos (continua); 2) Cua- litativas: Y, = presencia o ausencia de bajo peso al nacer (dicotómica); 3) Y3 = grupo de casos con BPN (de 500 g a 2499 g) y los dos subgrupos de controles (sin BPN) (2500 g a 2999 y de 3000 g o más) (ordinal). Las 107 va- riables independientes que se validaron y en- traron en el análisis se clasificaron en: a) bio- lógicas y sociales de la gestante: demográficas, familiares, nuticionales, genéticas y consti- tucionales, y tóxicas de las mujeres tratadas durante la gestación por el médico de familia y los obstetras y clfnicos del policlfnico; y b) de la gestación y su atención integral: de la historia obstétrica, del embarazo, de su morbilidad y complicaciones, y de su aten- ción integral preventivo-curativa.
La importancia clínica, epide- miológica, psicológica y social de cada FR, así como la magnitud de su efecto se evaluaron bajo el enfoque metodológico de trabajo del médico de familia (12) sobre la base de los si- guientes criterios de causalidad: secuencia temporal de la asociación entre los FR y el BPN, fuerza, especificidad, gradiente bioso- cial, congruencia, plausibilidad biosocial y explicación coherente de esa asociación, pa-
ralelismo entre la distribución del BPN y los FR, espectro del BPN asociable a los FR, y cambios en la forma de manifestación y pro- pagación del BPN (13).
Utilizando las tablas de Schles- selman, se observó que, en un estudio de ca- sos y controles con una razón de asignación de casi 1: 1, con 57 y 58 sujetos en cada grupo, en el que se investigan FR cuya prevalencia de exposición en la población podría oscilar en- tre 30% y 50%, es posible poder confirmar o sugerir FR con un nivel de significación estadística (alfa) = 0,05 (prueba bilateral), con una potencia estadística (1 - beta = 0,20) beta = 0,80, y con RR = 3,0 o más elevados (14).
Las bondades del diserio y del análisis radicaron en que la mitad de los con- troles tuvieron pesos intermedios (2500 g-2999 g) y más elevados, que, aunque en las com- paraciones con el grupo control total de 58 madres disminuyeron la sensibilidad para captar nuevos FR de BPN, aumentaron la es- pecificidad para confirmar los ya existentes. No obstante, se hicieron comparaciones en- tre los BPN y los controles de 3000 g y más (23).
R
ESULTADOS
En total, se entrevistaron 57 ca- sos de 58 cuyos hijos presentaron BPN (98% del universo de BPN) y a una muestra alea- toria simple de 58 madres controles (7% del universo de los RN con pesos más elevados). Estas madres habían sido atendidas durante su embarazo por médicos residentes y espe- cialistas de medicina general integral (de la familia) en el consultorio y en el hogar, así como en la interconsulta por obstetras y clí-
nicos del policlfnico del Área Plaza. Las que presentaban alto riesgo obstétrico fueron atendidas en los consultorios 0 ingresadas por obstetras y clínicos del Hospital Ramón Gon- zález Coro y en otros hospitales colindantes. Las madres controles procedían de los mis- mos sectores que las de los r-tirios con BPN del Área Plaza entre 1988 y 1990. Dado que todas ellas tuvieron el parto en un hospital, los datos de peso al nacer disponibles son confiables.
Pevfil unifactorial del FA de BPN en el Área Plaza, 2988-1990. Después de estimar los IV! crudos de los FR, se seleccionaron los FR correspondientes más relevantes y se je- rarquizaron según su magnitud y el grado de significación estadística de la asociación. El nivel de significación adoptado fue P < 0,05. En el cuadro 2 se presentan los FR de BPN se- leccionados. En el cuadro 3 figuran otros FR
CUADRO 2. Riesgos relativos (RI?) y atribuibles porcentuales (RAP) crudos de los factores asociados con el bajo peso al nacer (BPN). La Habana, 1988-1990
Factor de riesgo RR” IC95% P RAP” No fue al circulo de embarazadas
Riesgo de RCIU Amenaza de PP-T
No recibió educación sobre prevención del BPN Disfuncibn familiar
Antecedente familiar de BPN Nuliparidad
Tomó café
Trabajó fuera de casa No tuvo apoyo del cónyuge i de ll controles prenatales Abortos provocados
Sospecha clinica de RCIU Fumó mãs 10 cigarrillos/dla Razón peso/estatura baja
10,6 3-36 390 0,9-10 3,5 1.2-10 23
330 537 177 377 17’3 2; 1:6 431 2,4 2,o
l-5 0,9-8,3 1,5-21 0,7-4
1-13 0,7-4 0,9-5 0,9-19 0,7-4 0,9-19 0,9-7 0,7-5
<O,OOl <O,Ol <O,OOi <0,05 <O,OOl <O,OOl >0,05 <O,Ol >0,05 co,05 <O,Ol >0,05 <O,Ol co,05 = 0,08
67,s 55,4 46.7 40,3 38,3 36,l 31,9 27,4 27,l 22,2 21,8 21,3 19,2 16,4 16,0
p RR y RAP crudos estrmados mediante el análisis estadlstlco umfactorlal: RR estimado por la razbn de productos cruzados RCIU = retraso del crecimiento intrauterino
PP-T = parto pretérmmo BPN = bajo peso al nacer
CUADRO 3. Riesgos relativos (RR) y atribuibles porcentuales (RAP) crudos de otros factores asociados con el bajo peso al nacer (BPN). La Habana, 1988-1990
Factor de riesgo RR” IC95% P RAP” Crisis familiar por desorganización
19’06 0,9-8,6 co,01 32,4 Embarazo gemelar previo l,l-122 <O,Ol 20,l Familia ampliada 318 0,9-17,6 <O,Ol 20,l Hábito de fumar 0,7-4 >0,05 15,7 Sin pareja estable ::o 0,7-6 >O,Ol 12,3 Relaciones sexuales despues
del segundo trimestre del embarazo
3:: 0,7-8 =0,09 ll,5 Estatura < 150 cm 0,6-16 >0,05 834 Tuvo sepsis urinaria en
la gestacián 0,5-5 >0,05 Hipertensión arterial crónica 4’3
115 0,4-33 >0,05 i: Escuela primaria terminada 0,4-6 co,05 413 Más de 4 tactos vaginales en
la gestación
2; 0,5-2,5 co,05 Antecedentes personales de BPN
2:1 0,2-22 >0,05 2:: Orden de nacimiento > 4b 0,2-19 >0,05
Fumadora pasiva” 194 0,5-4 >0,05 Ganancia de peso > 7 kgb 12 0,4-4 >0,05 Peso inicial de la gestante
< 46 kgb 171 O,l-12 >0,05
a RR y RAP crudos estimados mediante el an8lisis estadlstico unifactorial; RR estimado mediante la razbn de productos cruzados. b RR estimados solamente con el control de 3000 g o mas
IC95% = mtervalo de confianza de 95% del RR
detectados. La magnitud de los RR crudos estimados de los restantes FR de BPN estu- diados fue baja y ninguna de las asociaciones alcanzó el nivel de significación estadística preestablecido (contra el grupo control total y el subcontrol de 3000 g o más).
Peufil multifizctorial de FR de BPNen el
Área
Plaza, 1988-1990. Sobre la base de los diferentes coeficientes de regresión multili- neal de las seis variables independientes es- cogidas mediante los análisis de compara- ción de medias y correlación anteriores en la muestra total de casos y controles (inclu- yendo las madres de gemelos), se detectaron seis factores de riesgo. Los coeficientes de re- gresión de las variables edad gestacional y haberse sometido a controles prenatales fueron positivos y significativos (0,62 y 0,17, respectivamente; P < 0,05). Por el contra-rio, los coeficientes de regresión de las varia- bles puntaje de riesgo del RCIU y número
de tactos vaginales fueron negativos
(- 0,17 y -0,16, respectivamente) e inte- graron una ecuación de regresión que ex- plica 63% de la variación del peso al nacer (P < 0,001). Quedaron fuera de esta ecuación el peso de la gestante en la captación (o primer control prenatal) y el número de ci- garrilIos fumados diariamente, cuyos coefi- cientes de regresión no fueron significativos (cuadro 4).
CUADRO 4. Coeficientes de regresión y beta de los factores asociados con la gestación y el peso al nacer. La Habana, 1988-1990”
Variable Intercepto Edad gestacional Controles prenatales Puntaje de riesgo de RCIU Número de tactos vaginales Peso de la gestante en la
captación Número de cigarrillos
diarios
Coeficiente
de regresión Error estándar - 2756,6 549,0 Variables incluidas en el ecuación
141,l 14,7 33,9 12,l -63,9 22,2 -92,l 34,5 Variables excluidas de la ecuación
Coeficiente beta estándar
0,62 0,17 -0,17 -0,16
0,06 -9,8e-3
P <O,OOl <O,OOl <O,OOl <O,Ol co,01
>0,05 >0,05
p Selección por tfxmca paso a paso, t de Student y análhs de la varianza R* = 053 (Pi 0,001) RCIU = retraso del crecimiento Intrauterino
ción y amenaza de PP-T. Al estratificar la va- riable le practicaron más de cuatro tactos vaginales según la variable amenaza de PP-T, el IU? de esa variable disminuyó por debajo de 1 (cuadro 5).
FR escogidos mediante pruebas de compa- ración de porcentajes, RR y RAP crudos, me- dias, correlaciones y regresiones anteriores (la regresión logística incluyendo las madres de
A partir de los RR ajustados con un modelo de regresión multilogística con 10
CUADRO 5. Riesgos relativos crudos (RRc) y ajustados (RRa) de los factores de riesgo de bajo peso al nacer según varios factores de confusión. La Habana, 1988-1990”
Factor
Factor RRc P controlado RRa P IC95% Factor “fomó café” estratificado según el hábito de fumar
Tomó cafk o no 3,65 <0,05 Más de 10 3,17 <0,05 1,21-8,26 cigarrillos 0 no
Tomó cafe o no 3,65 <0,05 Fuma o no 3,65 <0,05 1,20-ll,5 Control estratificado según la edad gestacional y la amenaza de PP-T
c 11 controles 4,lO co,01 < 37 semanas de 3,30 .86-13,3 prenatales 0 no edad gestacional -4,60 1,7-16,8
0 no
c 11 controles 4,lO <O,Ol Amenaza de PP-T 5,20 <O,Ol 1,7-16,l prenatales 0 no 0 no
Más de 4 tactos vaginales 0 no
Tactos vaginales estrafificando según amenaza PP-T
1,lO <0,05 Amenaza de PP-T 0,92 >0,05 .42-2,0 0 no
p RR ajustados por la prueba de ManteCHaenszel y el modelo de regresh loglstica
gemelos), se observó que en la muestra de 101 madres (excluyendo las 14 madres de geme- los, es decir, 13 casos y una control) los FR de BPN jerarquizados por los RAP ajustados significativos (P < 0,05) fueron: riesgo de RCIU, disfunción familiar, amenaza de PP-T, tomó café, asistió a menos de ll consultas prenatales y no fue al círculo de embarazadas (no significativo médicamente). El modelo de regresión logística integrada por estos facto- res fue significativo (P < 0,001) y explica 41% de la máxima verosimilitud de la variable dependiente BPN. Quedaron fuera de esta ecuación por no tener RR significativos (P > 0,05) la razón peso/estatura baja, no tuvo apoyo del cónyuge, fumó más de 10 cigarri- llos diarios y antecedentes familiares de BPN (cuadro 6).
D
ISCUSIÓN
Perfil de los FR aislados del BPN res- pecto a la hipótesis del estudio. Los resultados de este estudio confirman los FR de BPN detec- tados en la encuesta obstétrica de Farnot rea-
lizada en 1981 que se detallan a continuación: razón peso/estatura baja, peso menor de 46 kg al inicio de la gestación, ganancia de peso menor de 7 kg durante el embarazo (estos dos últimos confirmados solamente con el con- trol de 3000 g o más), estatura menor de 150 cm, hábito de fumar, antecedentes persona- les de BPN, abortos provocados, embarazo gemelar, educación primaria terminada, sin pareja estable e hipertensión arterial crónica. No confirman, sin embargo, la adolescencia ni los abortos espontáneos (4-5). En relación con la adolescencia, hay que sehalar que nin- guna madre fue menor de 16 años. Con res- pecto a los abortos espontáneos, la prevalen- cia fue muy baja en los controles y aun menor en los casos.
Los FR de BPN que se sugieren añadir a los anteriores son: no fue al círculo de embarazadas, riesgo de RCIU, amenaza de PP-T, disfunción familiar, crisis familiar por desorganización, antecedente familiar de BPN, tomó café, no tuvo apoyo del cónyuge,
CUADRO 6. Principales riesgos relativos @Ra) y atribuibles porcentuales (RA/%) de bajo peso al nacer (BPN) ajustados mediante un modelo de regresión multiloglstica. La Habana, 1988-1990”
Factor de riesgo RRa IC95% P RAPa
Factores incluidos en la ecuación
Riesgo de RCIU
Disfunción familiar ::: 0,7-18,2 1,3-28,8 co,05 co,05 62,6 61,3 Amenaza de PP-T
3:: 1,2-14,3 <0,05 46,7 Tomó cafe l-14,9 <0,05 28,9 < ll controles prenatales
No fue al circulo de embarazadas :::2 1,7-46,9 o-1 ,oe+ag <O,Ol <O,OOl 21,8
Factores excluidos de la ecuación
Razón peso/estatura baja
::: 0,6-8,9 No tuvo apoyo del cónyuge 0,3-7,3 Fumó más de 10 cigarrillos
diarios
Antecedente familiar de BPN :::3 0,3-4,4 o-1 ,Oe+89
a SeleccIón de factores mediante la regreslbn paso a paso y la prueba de chi cuadrado
a* = 0,41; p < 0,001.
>0,05 19,8 >0,05 ll,5 >0,05 1,4 >0,05
RCIU = retraso del crecimiento intrauterino. PP-T = parlo pretérmino
trabajó fuera de casa, sospecha clínica de RCRJ, no recibió educación sanitaria sobre el BPN, nuliparidad, familia ampliada, relacio- nes sexuales después del segundo trimestre, menos de 11 consultas prenatales, más de cuatro tactos vaginales, tuvo sepsis urinaria, fumó más de 10 cigarrillos, fumadora pasiva e índice de hacinamiento mayor de cuatro (estos dos últimos factores se detectaron so- lamente en el control de 3000 g o más).
El perfil unifactorial de los FR de prematuridad (definida como BPN, según De Jongh) del Area Isidro de Armas en 1972 me- joró notablemente en casi 20 años con rela- ción al perfil actual del Área Plaza. Los por- centajes de casos en adolescentes y en mujeres de más de 34 años disminuyeron, mientras que los de sepsis urinaria aumentaron lige- ramente (2).
Respecto a la Encuesta Perinatal Cubana (EPC) de 1973, el perfil unifactorial del país ha cambiado ostensiblemente, ya que en el país 36,6% de los nacidos de PP-T pesaron menos de 2500 g, mientras que en el Área Plaza este porcentaje ascendió a 60% entre 1988 y 1990. Ello refleja la tendencia en 17 anos a la disminución del RCIU y al aumento re- lativo del PP-T, como ocurre en los países que se desarrollan. En el Área Plaza se confirma- ron como FR la nuliparidad, fumó más de 10 cigarrillos al día, acudió a menos de ll con- troles prenatales, estatura menor de 150 cm y razón peso/estatura baja (3, 8).
A propósito de la Encuesta Inter- nacional de Kramer de 1987, los FR de RCRJ aislado confirmados en orden jerárquico fue- ron: talla menor de 150 cm, antecedentes per- sonales de BPN y nuliparidad. Por el contra- rio, no se confirmó el FR tomó alcohol, posiblemente por su baja prevalencia en las mujeres y en esta área. Como FR de RCIU y PP-T juntos, se confirmaron: razón peso/es- tatura baja, peso menor de 46 kg, ganancia de menos de 7 kg, fumó cigarrillos, fumó más de 10 cigarrillos diarios y los FR socioeconómi-
cos. No se confirmaron: madre menor de 20 años y madre mayor de 34 años, pues como se señaló las gestantes eran mayores de 15 años y pocas fueron mayores de 34 (8-9).
Utilizando un modelo de regre- sión logística, varios autores de los EUA ob- servaron que el ser madre adolescente de por sí no es un FR de BPN directo. El efecto de esta variable se ejerce a través de las siguientes: haber asistido a 5 ó menos consultas prena- tales (RR = 4,5; RAP = 43%) -sobre todo si el diagnóstico del embarazo no es tem- prano-, BPN previo, enfermedades y trau- matismos -quirúrgicos o no- durante la gestación (18).
Otros investigadores de los EUA observaron en 1989 que tomar tres tazas de café u otros preparados con cafeína mas de tres veces al día produce un modesto efecto en el crecimiento fetal y un incremento marginal del riesgo de BPN, cuando se controla el efecto de la variable de confusión fumar. Estos resul- tados coinciden con los obtenidos en este es- tudio del Area Plaza, en el cual también se controló el efecto del factor de confusión fu- mar y fumó más de 10 cigarrillos diarios (15).
En un estudio llevado a cabo en Portugal en 1989 -donde la prevalencia de BPN era menor de 8% -, se detectaron aso-
ciaciones estadísticamente significativas de 2
esta entidad con la edad materna, lo cual no 2 coincide con los resultados del presente es- 0 tudio, porque las adolescentes del primer es- tudio eran más jóvenes. No obstante, los FR : atención prenatal, embarazos anteriores, fu- 0 mar y edad gestacional en el nacimiento coin- s ciden con los del presente estudio (19).
En 1989, unos autores indicaron ci
en Noruega -donde la prevalencia de BPN 8
es menor de 5%- que, además de los con- 2
sejos dados y la atención prestada en los cen- z tros locales desde 1944, el tamizaje exitoso de . la gestante con FR y su remisión a unidades * especiales en hospitales de distrito desde 1970 z
han disminuido su incidencia (20). b
Como se estableció en Canadá en 2
1987 en una amplia revisión de la literatura g internacional sobre el tema, la calidad y can- tidad de la atención prenatal es un factor aún
el BPN. En el estudio del Area Plaza, donde la prevalencia de RN con PP-T es de 60%, después de controlar este factor de confu- sión, el RR siguió siendo significativo para el FR haber asistido a menos de 11 consultas prenatales. Se dispone de muchas pruebas en todo el mundo de que no es tanto la cantidad como la mala calidad de la atención prenatal el verdadero FR de BPN.
Especial trascendencia dentro de los objetivos y actividades del plan del mé- dico de familia tienen los hallazgos referentes a los FR de BPN relacionados con la familia y la promoción de la salud. Entre los primeros destacan la disfunción familiar, crisis familia- res no transitorias, no tuvo apoyo del cón- yuge y familia ampliada, y, entre los segun- dos, no ir al círculo de embarazadas y no recibir educación preventiva sobre el BPN.
Pe$il simultáneo de FR de BPN res- pecto a la teoría conocida. En unos estudios rea- lizados en municipios de La Habana en 1985 y 1986, se observó, utilizando un modelo de regresión lineal múltiple, que la edad gesta- cional fue la variable que explicó el porcentaje más alto de la variación del peso al nacer, lo cual coincide con los resultados ob-
tenidos en el presente estudio. Al añadir cinco variables más, el modelo explicó en- tre 22 y 24% de la variabilidad del peso al nacer (6-7).
Por otro lado, en un estudio lle- vado acabo en el Brasil en 1990 (país donde la prevalencia de BPN es menor de 8%) con una
2 muestra de 2555 embarazos no complicados
m y utilizando un modelo de regresión logís- N
4 tica, se detectaron los siguientes factores de m
% riesgo de BPN prevenibles: edad materna
p: menor de 20 años, peso materno menor de 50 E kg, menos de cuatro años de educación, fu- Tiì mar, haberse sometido a menos de cinco con- $ troles prenatales, primiparidad, BPN previos .-z 2: y enfermedades propias de la gestación (17).
s En el Japón -donde la prevalen-
3 cia de BPN es de casi 3% - otros autores de-
õ tectaron en 1990 como FR de BPN, mediante
m el empleo de un modelo log-lineal, la estatura menor de 150 cm, ser primípara (más que
238 multípara) y el índice de Quetelet por debajo de 20. Los RR estimados de los dos primeros
FR en ese estudio son muy similares a los ob- tenidos en análisii unifactorial de los datos del Área Plaza (21).
Se concluye que los resultados de este estudio confirman los 10 FR de BPN identificados en Cuba y nueve de la literatura mundial. Por el contrario, no confirman la edad materna (por tener todas las madres más de 15 años y pocas más de 34), los abortos es- pontáneos ni beber alcohol (por su baja pre- valencia en esta área). Se sugieren seis FR de BPN prevenibles y tratables mediante accio- nes del médico de familia, cuatro de ellos atendiendo el nivel estructural y funcional fa- miliar, y dos, llevando a cabo actividades de promoción de la salud de la gestante. Por úl- timo, se describe un perfil multifactonal de seis FR de BPN.
Las limitaciones de este estudio se pueden resumir del siguiente modo. En primer lugar, el objetivo se limitó a confirmar ya ampliar los resultados obtenidos en el tra- bajo realizado en 1981, que sentaron las bases científicas del Programa Nacional de Reduc- ción del BPN en las condiciones concretas del Área Plaza (4, 20). En segundo lugar, no se discriminaron o diferenciaron los FR de RCIU y de PP-T (7-8), puesto que los 57 naádos con BPN no permitían desglosar las variables de- pendientes RCIU y PP-T. Los dos grupos ha- brían sido muy pequeños para obtener infe- rencias validas. Las muestras de RN con BPN y las de los controles de peso más elevado fueron pequeñas. Esto solo es justificable te- niendo en cuenta que se trata de un estudio inicial de tamizaje de FR de una enfermedad en una zona concreta. Por úl- timo, en el análisis no se emplearon métodos estadísticos mas robustos, como el análisis de la varianza de varias vías, el análisis multi- variante de la varianza o modelos log-linea- les, para describir el perfil multifactorial de riesgo de estas enfermedades.
Programa Nacional de BPN del Area Plaza y en otros sistemas locales similares los resul- tados obtenidos que sean concluyentes, con objeto de acentuar la disminución del BPN y, por ende, la de la mortalidad infantil y peri- natal. Asimismo, es preciso realizar más es- tudios en el Área Plaza, utilizando diseños de casos y controles, de cohortes e incluso de in- tervención y haciendo especial hincapié en la problemática familiar. Para confirmar algu- nos resultados obtenidos en otros estudios, será necesario efectuar estudios con mues- tras más grandes en los que se ejerza mayor control de las variables de confusión. Con este objetivo, será esencial proponer a las direc- ciones superiores la realización de encuestas cooperativas entre áreas con médicos de fa- milia y grandes hospitales que dispongan de servicios de salud maternoinfantil. Todo ello facilitará la descripción de perfiles de riesgo de BPN más generales.
Asimismo, sobre la base de los patrones de riesgo uni y multifactoriales per- filados a partir de las estimaciones de los RR y los RAP de BPN, se deberán fijar las priori- dades del Programa Local del BPN del Area Plaza. Una primera tarea en este sentido debe consistir en la detección y atención de las gestantes que reunan el número más elevado de factores de riesgo del perfil multifactorial y, en segundo lugar, del perfil unifactorial. Además, se habrán de introducir ajustes en el Programa Local del BPN del Área Plaza, prior-izando la prevención y el tratamiento de las disfunáones y crisis no transitorias de la familia y sus integrantes, así como la pro- moción de la salud en el círculo de embara- zadas y la educación preventiva sobre el BPN. Ello implica actualizar el material docente de la especialidad de medicina general integral en relación con los FR de BPN identificados en el Área Plaza y estudiara fondo en talleres los conceptos, principios y métodos de pro- moción, prevención y tratamiento de los pro-
blemas de salud familiar y de sus integrantes y, especialmente, los de la gestante.
Por último, es preciso realizar un ensayo de intervención en la comunidad ba- sado en una doble estrategia destinada a re- ducir los perfiles de los FR de BPN identifi- cados de forma aislada y en conjunto. El objetivo del mismo ha de ser reducir la fre- cuencia de BPN en el Área Plaza y aproxi- marse a los niveles potenciales de 3%. Los re- sultados de dicho ensayo se evaluarían entre 1993 y 1994, y sus conclusiones deberfan ele- varse a los niveles superiores de dirección, para retroalimentar la base científica de sus programas de lucha contra el BPN. Los pro- gramas en áreas similares han de ajustarse aun más a la realidad que están afrontando los médicos de familia.
A
GRADECIMIENTO
Los autores agradecen la coope- ración del grupo de 31 residentes y espeáa- listas de mediana general integral de los sec- tores del Área Plaza, la de los departamentos de estadktica del Policlínica Docente Plaza de la Revolución, del Municipio Plaza, del Hos- pital Ramón González Coro y demás hospi- tales circundantes y, especialmente, la de las madres del Área Plaza.
R
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S
UMMARY
RISK OF LOW BIRTHWEIGHT
IN THE PLAZA DE LA
HABANA AREA
The objective of this study was to confirm the risk factors (RF) for low birth- weight (LBW) and suggest new risk factors, which were analyzed separately and to- gether, in order to define a program lo be coordinated by farnily doctors to reduce the frequency of this problem. For this purpose, a retrospective cross-sectional survey was carried out with 57 cases (mothers who had
results, which suggested the following RF for LBW: family dysfunction, family crisis, lack of spousal support, extended family, failure to attend prenatal group sessions for preg- nant women, and failure to receive education on how to prevent LBW. The multifactorial risk profile was the following: intiauterine growth retardation, family dysfunction, threat of preterm delivery, coffee-drinking, attend- ante at fewer than 11 prenatal checkups, and failure to attend prenatal group sessions for pregnant women. The variables excluded from the model were: low weight-for-height, lack of spousal support, smoking more than 10 cigarettes a day, and family history of LBW. The findings confirmed 10 of the suspected risk factors for LBW in Cuba and nine of those described in the intemational literature. Ma-
Conffencia Internacional
sobre los niños y el SIDA
tema1 age, spontaneous abortion, and alco- hol consumption were not confirmed. Six RF for LBW preventable by the family doctor through hislher actions at the family and community leve1 are identified, as is a multi- factorial profile of six RF for LBW. On the ba- sis of these results, proposals are made in re- gard to programming priorities and the implementation of strategies aimed at pre- venting LBW, and it is recommended that the study be continued with a larger sample.
En el Instituto Internacional de Sociologla Jurídica en Oñate, Guipúzcoa (España), se celebrara del 13 al 19 de junio de 1993 la conferencia internacional “Niños y VIH/SIDA lemas Médicos,
