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Revista Peruana de Medicina Experimental y Salud Pública

Print version ISSN 1726-4634

Rev Peru Med Exp Salud Publica vol.28 n.2 Lima Jun. 2011

http://dx.doi.org/10.1590/S1726-46342011000200007 

ARTÍCULO ORIGINAL

Diseño del Monitoreo Nacional de Indicadores Nutricionales (MONIN), Perú 2007-2010  

Design of the National Surveillance of Nutritional Indicators (MONIN), Peru 2007-2010

 

Miguel Campos-Sánchez1,a,b, Rita Ricaldi-Sueldo2,a, Marianella Miranda-Cuadros2,c, Equipo MONIN*

1 Departamento de Ciencias Exactas, Facultad de Ciencias y Filosofía, Universidad Peruana Cayetano Heredia. Lima, Perú.

2 Dirección Ejecutiva de Vigilancia Alimentaria y Nutricional, Centro Nacional de Alimentación y Nutrición, Instituto Nacional de Salud. Lima, Perú.  

a Médico-Cirujano; b Doctor of Philosophy; c Nutricionista.


RESUMEN

Objetivos. Describir el diseño y los métodos del monitoreo nacional de indicadores nutricionales (MONIN) 2007-2010 conducido por INS/CENAN. Materiales y métodos. El MONIN fue diseñado como una encuesta continua (transversal repetida), por muestreo aleatorio estratificado y multietápico, del universo de niños menores de cinco años y gestantes residentes en el Perú, dividido en cinco estratos geográficos y seis trimestres (semanas permutadas aleatoriamente que fueron 78% del tiempo entre el 19 de noviembre de 2007 y el 2 de abril de 2010). Resultados. La muestra total ha obtenido 3 827 niños en 361 conglomerados terminados. La pérdida ha sido 8,4% en los conglomerados, 1,8% de viviendas, 13,2% de hogares, 4,2% en antropometría, 13,3% en hemoglobina, 21,2% en consumo de alimentos; 55,0% en retinol y 29,9% en yoduria. Conclusiones. El diseño del MONIN es factible y su implementación resulta útil para la estimación de los indicadores de desnutrición infantil.

Palabras clave: Encuestas nutricionales; Desnutrición; Lactante; Preescolar; Perú; Muestreo (fuente: DeCS BIREME).


ABSTRACT

Objectives. To describe the design and methods of the national surveillance of nutritional indicators (MONIN) 2007-2010, carried out by INS/CENAN. Materials and methods. MONIN was designed as a continuous (repeated cross-sectional) survey, with stratified multi-stage random sampling, considering the universe as all under five children and pregnant women residing in Peru, divided into 5 geographical strata and 6 trimesters (randomly permuted weeks, about 78% of the time between November 19, 2007 and April 2, 2010). Results. The total sample was 3,827 children in 361 completed clusters. The dropout rate was 8.4% in clusters, 1.8% in houses, and 13.2% in households. Dropout was also 4.2, 13.3, 21.2, 55% and 29% in anthropometry, hemoglobin, food intake, retinol and ioduria measurements, respectively. Conclusions. The MONIN design is feasible and useful for the estimation of indicators of childhood malnutrition.

Key words: Nutrition surveys; Malnutrition; Infant; Child, preschool; Peru; Sampling studies (source: MeSH NLM).  


INTRODUCCIÓN

La desnutrición infantil es un problema importante en el Perú (1) y en los países en desarrollo (2), para el cual el Estado y la sociedad han promovido, revisado y priorizado estrategias e intervenciones (3). El Centro Nacional de Alimentación y Nutrición (CENAN) del Instituto Nacional de Salud (INS) tiene como parte de su mandato, la responsabilidad de proveer información sobre el estado nutricional en el Perú (4). En 1996 se diseñó el Monitoreo Nacional de Indicadores Nutricionales (MONIN) como una encuesta continua para medir el impacto y factores asociados con la desnutrición a nivel nacional y en cinco estratos aplicándose con ese diseño hasta el año 2001 (5). Entre el 2002 y 2004 se efectuaron variaciones con ejecución descentralizada en las regiones (6). En el 2007 se revisó el diseño, retomándose el concepto original como parte de la estrategia de vigilancia nutricional (7,8).

Epidemiológicamente, MONIN es un diseño transversal repetido, su unidad fundamental es el niño-día, sus indicadores conforman el modelo causal de la desnutrición e incorporan el impacto, factores determinantes y procesos de intervención, definiendo las variables por observación transversal instantánea e incluyendo mediciones y muestras biológicas.

Estadísticamente, MONIN es un muestreo aleatorio (probabilístico) en todas sus etapas, tiene universo nacional y resolución de cinco estratos cada trimestre, con respeto de la distribución aleatoria en el tiempo.

Operacionalmente, MONIN proporciona información de monitoreo - continuo por definición -, puede entregar resultados mensualmente, puede adaptarse dinámicamente a prioridades en el modelo y puede extenderse como basal de longitudinales cortos para medir incidencia y como comparación para estudios caso-control.

La presente comunicación abarca siete periodos (trimestrales, excepto dos que suman un trimestre discontinuo) agrupados administrativamente en (a) MONIN Crecer (ejecución directa por CENAN) realizado en los periodos 2008-I (del 19-11-2007 al 2-03-2008) y 2008-III del 27-06-2008 al 5-10-2008; y (b) MONIN XXI (ejecución contratada al Instituto Cuanto): 2008-IV del 3-11-2008 al 10-01-2009; 2009-II del 13-04 al 29-05-2009; 2009-III del 8-06 al 11-09-2009; 2009-IV del 21-09 al 18-12-2009 y 2010-I del 4-01 al 2-04-2010.

El objetivo general de MONIN fue establecido como: "Estimar los valores de los indicadores de impacto, determinantes y de proceso que miden el estado nutricional, vinculadas con la reducción de la desnutrición crónica en niños menores de cinco años y mujeres en edad fértil (MEF) a nivel nacional y por ámbito geográfico (Lima Metropolitana, resto costa, sierra urbana, sierra rural, selva)" (9).

El propósito de este artículo es presentar el diseño del MONIN, actualizando informes previos (10,11), como referencia para académicos y profesionales que deseen aplicar la metodología o analizar críticamente las publicaciones o los datos generados a partir de esta encuesta.

MATERIALES Y MÉTODOS

UNIVERSO

El universo principal está constituido por los niños menores de cinco años residentes. A partir del 2008-III se agregaron a los niños en gestación de madres residentes. La residencia se definió como la presencia habitual en el territorio nacional (al menos nueve semanas de las últimas 12) durante la encuesta.

Asociados al principal, otros universos son los hogares con personas elegibles, las mujeres en dichos hogares (de 15 a 49 años de edad en 2008-I, de 12-49 años de edad que residieran en hogares con al menos un niño menor de cinco años o que fueran gestantes a partir de 2008-III), así como diversos segmentos persona-tiempo (día, semana, quincena o mes) previos a la entrevista para cada hogar.

Para la medición de la hemoglobina o retinol se excluyó a personas convalecientes de enfermedad o cirugía, febriles (>39 °C) o con diarrea aguda (>7/d). Para yoduria se excluyó a mujeres convalecientes, en menstruación, con medicación tiroidea, con suplementos de hierro o cuyas muestras tuvieran secreciones o cuerpos extraños. Para consumo de alimentos se excluyó a niños en hogares que expenden alimentos, con síntomas gastrointestinales que dificulten la ingesta o que hayan tenido preparaciones especiales para reuniones sociales.

El universo principal se ha dividido en cinco estratos según región natural (12) y tamaño (13): Lima Metropolitana (provincia de Lima y provincia constitucional del Callao), resto de costa (centros poblados de la vertiente occidental de los Andes por debajo de los 2000 metros de altitud), sierra urbana (centros poblados a 2000 metros de altitud o más, con poblaciones de 2000 habitantes o más), sierra rural (centros poblados a 2000 metros de altitud o más, con poblaciones menores a 2000 habitantes) y selva (centros poblados de la vertiente oriental de los Andes y la Amazonía a menos de 2000 metros de altitud).

SELECCIÓN MUESTRAL

Las etapas de muestreo se describen en la Tabla 1. Para todos los sorteos efectuados por los equipos de campo se generaron, mediante la función RAND de Microsoft Excel 2003, tablas específicas para cada conglomerado.

En el período 2008-I se reemplazó cada hogar elegible que hubiera rechazado o estuviera ausente, dentro del límite de tiempo para el conglomerado. En el periodo 2008- III se tomó un máximo de un reemplazo para el primer hogar elegible que hubiera rechazado o estuviera ausente. A partir de 2008-IV no se reemplazaron conglomerados ni hogares. Al primer hogar rechazado en cada conglomerado se aplicó en lo posible un cuestionario simplificado. Dentro del hogar, si el individuo sorteado no se encontraba o rechazaba participar, se tomaba el siguiente.

 

TAMAÑO MUESTRAL

El MONIN definió (14) su tamaño muestral mediante la fórmula de estimación de proporciones con efecto de diseño obteniendo un tamaño neto aproximado de 120 hogares elegibles necesarios para obtener un margen de error (95% de confianza) de aproximadamente 7,5-15% para rangos de proporción de prevalencia entre 20 a 80% con un efecto de diseño de 1,5 en cualquier estrato deseado.

Las posibilidades logísticas permitían cinco equipos de campo, uno en cada estrato, y una resolución temporal de un trimestre. Se fijó entonces una meta de un conglomerado por estrato por semana (igual en todos los estratos), acumulando, a lo largo de un año, cuatro trimestres de 13 semanas cada uno. El número de hogares elegibles entrevistados por conglomerado fue 16 en 2008-I, reducido a 10 (12 en conglomerados dispersos) en 2008-III y 10 en todos los conglomerados desde 2008-IV.

La precisión esperada y la alcanzada con este diseño para los indicadores de mayor importancia se presentan en la Tabla 2. Además de estos indicadores primarios, para aquellos indicadores cuyo nivel de precisión deseado no puede ser alcanzado en un trimestre, el diseño continuo permite alcanzarlo en plazos mayores, semestrales, anuales o quinquenales.

 

VARIABLES

Las descripciones de las variables medidas y las definiciones de las principales variables calculadas para agrupaciones (además del estrato y el periodo) se resumen en las Tabla 3 (15-23) y tabla4 (24-28).

 

 

ANÁLISIS DE DATOS

Los datos fueron revisados por los supervisores de equipo al terminar cada conglomerado y digitados por los encuestadores en 2008-I y 2008-III, digitadores en las cinco primeras semanas de 2008-I y 2008-IV y tres supervisores desde 2009-I. El procesamiento (8) incluyó: la digitación por web en una sola pasada (Microsoft IIS 6.0 y ASP 3.0), el almacenamiento en base de datos (Microsoft SQL Server 2005 Express) que incluye cálculos de variables derivadas, como los índices antropométricos y los cálculos de ingesta de alimentos y la revisión adicional (programa en lenguaje VBS con consultas en lenguaje SQL) para detectar valores fuera de rangos o criterios de consistencia, los cuales se cotejaron con las fichas manuscritas aplicándose correcciones en la ficha solo cuando se trató de un error evidente de registro, y en la base solo cuando se trató de un error de digitación. Se revisó una muestra aleatoria de 96 páginas para medir el error de digitación remanente. El programa de revisión produce archivos analíticos, sin identificación personal, en formato CSV (así como versiones MDB y XLS). Los archivos analíticos son leídos por programas estadísticos de carga en los cuales se reemplazaron con nulos los valores no plausibles. Como lenguaje estadístico se ha usado SPSS V15 (29).

El cálculo de las probabilidades de ponderación empleó las ecuaciones de la Figura 1. La probabilidad de la segunda etapa se ha calculado asumiendo que se comporta como un muestreo aleatorio simple (en el caso de los conglomerados sin enumeración y clasificación completa se aplica una proyección). Las probabilidades de la tercera etapa se aplican a tres tipos: niños para retinol, mujeres para retinol y yoduria y niños para consumo de alimentos, y se calculan como si fuera un muestreo aleatorio simple ignorando la condición de reemplazo. No se han aplicado imputaciones. Estas fórmulas son parte de la base de datos mediante un VIEW en SQL. Las probabilidades y factores de expansión se han aplicado con el módulo de muestras complejas de SPSS (29). Los programas y datos se encuentran en http://www.ins.gob.pe/insvirtual/BiblioDig/  (presionar ‘Buscador' y escoger ‘MONIN 2007-2010').

 

ORGANIZACIÓN

Cada equipo de campo estuvo formado por un supervisor, dos encuestadores (nutricionistas u otros profesionales de salud) para entrevistas y antropometría, un tecnólogo médico para procedimientos de laboratorio, y, en MONINXXI, un nutricionista para consumo de alimentos.

La participación de los entrevistados ha sido voluntaria y sin retribución económica. La entrevista, antropometría y la toma de muestras biológicas se realizaron previo consentimiento firmado. El encuestador proporcionó asistencia y consejería gratuitas de acuerdo con sus competencias profesionales. Los resultados clínicos inmediatos fueron informados a los usuarios. Los resultados individuales de laboratorio central fueron informados a las DIRESA. El costo promedio estimado de ejecución ha sido de 8 200 soles por conglomerado.

RESULTADOS

Al ser este un artículo metodológico, presentamos información sobre las fuentes de error en muestras y variables, que los usuarios y analistas de MONIN deben tomar en cuenta, y solo un ejemplo panorámico de uso de indicadores. Los hallazgos se presentan en otras publicaciones, efectuadas (10,11,20,21) o en preparación.

La distribución geográfica de los conglomerados se presenta en la Figura 2. El rendimiento y pérdidas se presentan en la Tabla 5.

 

 

Como un ejemplo del alcance, precisión y límites del diseño, presentamos la situación, según persona, lugar y tiempo, de los niños de 0 a 35 meses de edad empleando indicadores compuestos de la Tecnología Decisiones Informadas (TDI) (28), definidos en la Tabla 4, que abarcan en forma simplificada las capas del modelo causal UNICEF para la desnutrición (30). La Figura 3 presenta los indicadores, agrupados según dicho árbol causal y por estratos. La Figura 4 presenta la evolución mensual de los indicadores y el efecto del suavizado. La Figura 5 presenta la evolución mensual de buena nutrición separadamente para ámbito urbano y rural. La Figura 6 presenta los indicadores según edad. La Figura 7 presenta buena nutrición según edad separadamente para ámbito urbano y rural.

 

 

 

 

 

El problema aparece temprano en la vida (Figura 6 y figura 7). El nivel posterior podría reflejar la secuela de talla más que una desnutrición activa. Se perciben con bastante claridad la brecha en buena alimentación en el segundo semestre de vida y el progresivo deterioro de la buena atención, que incorpora inmunizaciones y crecimiento. El indicador cuidadores preparados podría carecer de sensibilidad al medir solamente analfabetismo materno.

Se observa desigualdad en desmedro de sierra rural en buena nutrición, sierra rural y selva en vivienda saludable y selva en comunidad saludable. Dado que todos estos indicadores tienen un nivel deseable de 100%, y están definidos por condiciones mínimas y esenciales, el nivel medio de los indicadores de alimentación y salud, que se interpretan como mediadores, y el nivel bajo de los indicadores de buena atención, vivienda saludable y comunidad saludable señalan el problema vigente. Un indicador integral, definido como el cumplimiento de los siete indicadores, solo alcanza 1,25% de los niños de 0-35 meses (IC95 0,6% a 1,9%).

En el tiempo (Figura 4) observamos que buena nutrición (incluye desnutrición crónica) y buena alimentación son poco compatibles con una hipótesis de mejora sostenida entre 2008 y 2009, a pesar de observarse mejoras en los indicadores buena atención, vivienda saludable (incluye conexión a red pública y no calidad química ni bacteriológica) y comunidad saludable. Se aprecia algunos probables efectos metodológicos (Figura 3). El posible efecto del cambio de marco no parece introducir sino un ligero incremento en 2009-IV y 2010-I. Buena alimentación muestra un cambio marcado que parece tener origen metodológico (a partir del 2009-II se aplicó el recordatorio de 24 horas de consumo de alimentos y puede haber influido sobre el registro de las preguntas sobre prácticas de alimentación).

DISCUSIÓN

El MONIN ha sido concebido como un instrumento confiable de vigilancia, monitoreo y evaluación, esenciales para la toma de decisiones en el ámbito estratégico nacional. El MONIN es flexible a medida que evolucionan los requerimientos y buscan mantener principios básicos de representatividad, validez, costo-efectividad y transparencia. No es un estudio académico de objetivo específico y plazo finito.

Las Tabla 6 y tabla 7 resumen las fuentes de error que deben tomarse en cuenta. Los cambios descritos para la segunda etapa de muestreo (Tabla 1 y tabla 6) se decidieron: (a) tras el hallazgo en 2008-I de prevalencias menores que ENDES, considerando la factibilidad en campo y una exploración por simulación; y (b) a partir de 2009-II, tras una discrepancia con el contratista respecto de la técnica en conglomerados dispersos y desestimando nuestra recomendación. El diseño muestral con su ponderación debe incorporarse en el procesamiento estadístico. El analista deberá comparar, cuantitativamente en lo posible, unidades incluidas y excluidas para evaluar el impacto del sesgo. El diseño transversal debe tenerse en cuenta en la interpretación.

 

 

El MONIN se diseñó en 1996 y, en 2007, respondiendo a necesidades de información representativa, con variables biológicas y disponibilidad permanente, no cubiertas por las encuestas ni registros nacionales. Para su diseño se han revisado las experiencias de MICS (Multiple Indicator Cluster Survey, de UNICEF), DHS (Demographic and Health Survey, de MEASURE), NHANES (National Health and Nutrition Examination Survey, de CDC), ENDES (Encuesta Nacional de Demografía y Salud, de INEI) y ENAHO (Encuesta Nacional de Hogares, de INEI). En paralelo, se desarrolló un concepto similar para el nivel distrital, TDI (28), en una fértil interacción conceptual y metodológica. Entre 1996 y 2004, la documentación muestral no ha sido completa, no obstante, los datos de esos años son un referente importante que considerar. Los resultados parcialmente discrepantes con ENDES (1,10,11) abren una discusión metodológica que aún está pendiente.

Esperamos que los datos de MONIN sean analizados críticamente por la comunidad académica y profesional desde diversos ángulos. Esperamos, además, que el instrumento mismo sea utilizado y mejorado, como una buena plataforma para evaluaciones piloto y calibración de continua de variables, así como una fuente de parámetros para simulación. El concepto original incluyó también la posibilidad de un seguimiento longitudinal o panel, que aún no ha podido ser implementado, y que permitiría la vigilancia de las tasas de incidencia y las razones o diferencias de riesgo. Puede, naturalmente, extenderse a otras condiciones de salud pública, como la obesidad. En la Línea de Base PARSALUD II (octubre a diciembre 2010) se ha extendido este diseño con la observación directa de la atención de salud, la inclusión de casos hospitalarios (siendo el universo principal el grupo control) y la comparación con una distribución tradicional, no aleatoria, en el tiempo.

A manera de conclusión afirmamos la factibilidad del diseño MONIN para la estimación continua e integral de indicadores de impacto y determinantes, particularmente intervenciones, de la desnutrición infantil, y formulamos la conjetura de su eficiencia.

Como recomendaciones deseamos insistir en: (a) mantener la continuidad de la medición, transfiriendo la tecnología del diseño y continuando su desarrollo, (b) difundir los datos e instrumentos, y (c) extender sus lecciones a otros daños, problemas y condiciones en nutrición y salud.

  • Equipo MONIN: Rocío Acurio, Adolfo Aramburú, Betsy Ayarza, Nelly Baiocchi, Miguel Campos, Lucy de la Cruz, Héctor Chávez, Lita Espinoza, Patricia García, Guillermo Gómez, Grimanesa Gómez de la Torre, Teresa Jordán, Jorge Junco, César Legua, Rolando Maldonado, Julio Mayca, Hugo Mezarina, Marianella Miranda, Rocío Pariahuamán, Héctor Chávez, Rosa Salvatierra, José Sánchez, María Inés Sánchez Griñán, Josefina Pérez, Rita Ricaldi, José Rojas, Wilfredo Salinas, Luz Solórzano, Clara Urbano, Doris Velásquez y Enrique Velásquez.

AGRADECIMIENTOS

A los encuestadores, técnicos de laboratorio, programadores y a los funcionarios y consultores del Ministerio de Salud, del Ministerio de la Mujer y Desarrollo Social, y del Ministerio de Economía y Finanzas, el Instituto Nacional de Estadística e Informática y la Presidencia del Consejo de Ministros.

Contribuciones de Autoría

Todos los autores participaron en la concepción y el diseño del estudio, en el análisis y la interpretación de los datos y en la redacción del artículo, la revisión de los borradores y la versión final.

Fuentes de Financiamiento

La ejecución ha sido financiada por el Centro Nacional de Alimentación y Nutrición (CENAN) del Instituto Nacional de Salud (INS). El diseño y análisis se han financiado con fondos de INS/CENAN, la Agencia de Desarrollo Internacional de los Estados Unidos (USAID), el Banco Mundial, el Banco Interamericano de Desarrollo, el Programa de Apoyo a la Reforma del Sector Salud (PARSALUD) y el Ministerio de Economía y Finanzas (MEF).

Conflictos de Interés

Los autores declaran no tener conflictos de interés en la publicación de este artículo.

 

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Correspondencia: Miguel Campos.  

Dirección: Universidad Peruana Cayetano Heredia. Av. Honorio Delgado 430 Lima 31 Perú.  

Teléfono: (511) 481-4249.  

Correo electrónico: viperMCS@gmail.com  

 

Recibido: 28-09-10

Aprobado: 27-04-11