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Revista médica de Chile

versão impressa ISSN 0034-9887

Rev. méd. Chile v.129 n.4 Santiago abr. 2001

http://dx.doi.org/10.4067/S0034-98872001000400009 

Diferenciales de mortalidad infantil
por malformaciones congénitas con
datos pareados. Chile (1993-1995)

Infant mortality differentials from
congenital malformations with
linked records. Chile (1993-1995)

Erica Taucher S1, Gloria Icaza N2

Background: The analysis of infant mortality from congenital malformations, which at present is the main group of causes of this mortality in Chile, suggests that it could be decreased with a good knowledge of its conditioning factors. Aim: To study infant mortality differentials from congenital malformations with linked records, in the 1993 to 1995 Chilean birth cohorts. Material and methods: Analysis of mortality differentials in 1993,1994 and 1995 birth cohorts. Multivariate logistic regression of mortality from congenital diseases. Results: Univariate analysis showed that mortality is highest in the Southern regions of the country (VII to XII) and in rural areas. It is also higher in children from older and from very young mothers, it increases along with the birth order of the child and decreases with increasing educational level of the mother. Multiple logistic regression analysis, confirmed the higher mortality in the Southern regions, aged mothers, high birth order of the child and low educational level of the mother. However no significant influence of rurality nor greater mortality in children of very young mothers was found. Conclusions: These results can be attributed to the fact that this type of analysis permits the control with other variables. Although the mortality data showed interesting relationships with the independent variables, a registry of all live births and stillbirths with congenital anomalies, that would provide greater numbers and data on non fatal anomalies, would be desirable to better study their causal factors. (Rev Méd Chile 2001; 129: 405-12)
(Key-Words: Abnormalities; Fetal death; Mortality)

Recibido el 13 diciembre, 2000. Aceptado en versión corregida el 8 marzo, 2001.
Trabajo financiado por proyecto FONDECYT #1990070
1Médico, Master en Estadística Matemática, 2PhD Bioestadística

En Chile, entre 1980 y 1995 la mortalidad infantil total se redujo de 33,0 a 11,1 por mil nacidos vivos por la disminución que experimentaron las muertes por diarrea, por enfermedades respiratorias y por otras enfermedades reducibles. En cambio, durante el mismo período, la mortalidad por malformaciones congénitas osciló sin grandes fluctuaciones entre 3,5 y 4,0 por mil nacidos vivos. Por tanto la importancia relativa de las defunciones por anomalías congénitas en el total de muertes de menores de un año, aumentó de 12% en 1980 a 30,5% en 1995, constituyéndose en el mayor grupo de causas de mortalidad infantil.

La relativa estabilidad de las tasas por estas causas a través del tiempo hizo presumir que era difícil evitar o reducir estas muertes1. Sin embargo, en un análisis efectuado con datos de 1992, se encontró que la mortalidad infantil por malformaciones congénitas era más elevada en áreas rurales que en áreas urbanas y en hijos de madres de bajo nivel de instrucción que en aquellos de madres con mayor escolaridad2. Tales diferenciales fueron corroborados en un reciente estudio de desigualdades sociales y salud3. También se observó en un estudio de mortalidad infantil por malformaciones congénitas basado en datos de 36 países que la tasa era menor en países desarrollados4. Estos hallazgos plantean la posibilidad de evitar parte de las defunciones por estas causas siempre que se identifiquen los factores que determinan las diferencias, objetivos éstos del presente estudio.

MATERIAL Y MÉTODO

Se trabajó con las defunciones ocurridas en las cohortes de nacimientos de 1993, 1994 y 1995. Así se logró analizar un número cercano a tres mil defunciones infantiles por malformaciones congénitas que se consideró suficiente para hacer subclasificaciones que permitieran el estudio de diferenciales de mortalidad. Se eligieron esos años porque a partir de 1997 la codificación de las causas de muerte se haría por la Décima Revisión de la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE 10) lo que podría producir cambios difíciles de interpretar. Por ello ésta era la última y más reciente oportunidad para trabajar con datos de causa de muerte codificados según la Novena Revisión, con criterios y reglas homogéneos y con vasta experiencia en su aplicación.

El hecho de que el Rol Unico Nacional (RUN) es adjudicado al inscribirse el nacimiento y que el mismo número aparece en el certificado de defunción, permitió parear las defunciones de menores de un año con sus respectivos nacimientos. Así se pudieron utilizar las variables registradas en estos últimos, tanto para la clasificación de los nacimientos en los denominadores de las tasas específicas como en los numeradores, para las muertes infantiles. Además se pudieron separar los nacidos vivos que sobrevivían un año de los que morían antes de cumplir esa edad lo que permite realizar el análisis multivariado de regresión logística. Esto no era posible con la metodología tradicional en que las tasas específicas se construían con defunciones y nacimientos clasificados en las mismas categorías de las variables explicativas registradas en los respectivos certificados. Además a veces nacimientos y defunciones tenían diferente omisión de algunos de esos datos5.

Comenzando por el estudio univariado de la relación entre la mortalidad infantil por malformaciones congénitas y diversas variables explicativas se analizó enseguida la influencia conjunta de los mismos factores por medio de regresión logística múltiple. La variable dependiente se definió igual a 1, si muere por anomalía congénita antes del año de vida y 0, si sobrevive hasta el año de vida. Como variables independientes se analizaron la edad materna, el orden de nacimiento, la instrucción de la madre, el área de residencia (rural, urbano); y la zona de residencia (norte, centro o sur). Se ingresaron todas las variables y en el caso de la edad materna se analizó el efecto lineal y el cuadrático. También se analizó la posible interacción entre algunas variables mediante análisis estratificado de tablas y la prueba de homogeneidad de Mantel-Haenszel. La elección del mejor modelo se hizo mediante la prueba de razón de verosimilitud entre modelos anidados. Se usó un nivel de significación del 5%. Para el análisis se utilizó el paquete estadístico SAS versión 6.12.

Problemas de interpretación. Antes de presentar los resultados es importante hacer algunas consideraciones sobre la limitación que tiene la interpretación de los datos y diferenciales de mortalidad infantil por malformaciones congénitas.

Es posible que en algunos casos de malformación letal como por ejemplo, la anencefalia, o cuando la muerte ocurre muy luego después del nacimiento, el nacido vivo sea calificado como muerte fetal llevando a la subestimación de la magnitud de la tasa de mortalidad infantil. Como en Chile el registro de las muertes fetales no es obligatorio, no se tiene estimación del impacto que ello puede producir en la magnitud de la mortalidad infantil por estas causas.

Por otra parte hay una proporción importante de malformaciones congénitas que requieren conocimientos especializados del médico, o exámenes complejos para poder registrar un diagnóstico preciso en el certificado de defunción. Esto explica que de la tasa total de 347,9 por 100 mil nacidos vivos, el 21,5% (74,8 por 100 mil nacidos vivos) mueren por anomalías congénitas de distintos aparatos o sistemas pero sin especificar la malformación.

Un esfuerzo importante para conocer factores causales ha sido el Estudio Colaborativo Latino Americano de Malformaciones Congénitas (ECLAMC), una investigación de tipo caso-control en la que participan 10 maternidades seleccionadas de Chile y que ha dado lugar a numerosas publicaciones6-10. Sin embargo, hasta que este registro no se expanda a todos los nacimientos, los datos de mortalidad infantil son los de mayor cobertura para aproximarse al problema de malformaciones congénitas en la totalidad del país, aceptando que con ello se ignoran las que no llevan a la muerte antes de cumplir un año de edad.

RESULTADOS

En las Tablas 1 y 2 se presentan las tasas de mortalidad infantil total y por todas las malformaciones congénitas, la mortalidad infantil por anomalías teóricamente prevenibles y las tasas por anomalías del sistema nervioso, del aparato circulatorio y por anomalías cromosómicas.


Se han calificado como teóricamente prevenibles las malformaciones del sistema nervioso que se ha visto que en parte pueden prevenirse con un adecuado aporte dietético preconcepcional de ácido fólico11: anencefalia, espina bífida con hidrocefalia y encefalocele (códigos 740, 741 y 742 de la CIEIX), y las anomalías del aparato circulatorio y del aparato digestivo cuyas muertes se podrían prevenir por adecuado tratamiento de la malformación: anomalías del tronco arterioso y fisura del paladar (códigos 745 y 749 de la CIE IX).

Todas las tasas se entregan por regiones y área de residencia, por edad materna, número de orden del nacimiento y por años de instrucción de la madre.

Al analizar la mortalidad por regiones se vio que al asignar rangos a la magnitud de la mortalidad infantil por todas las causas, las 6 tasas más altas se encontraban desde la VII región al sur, las 4 tasas intermedias estaban entre la I y la IV región y las 3 más bajas correspondían a las regiones centrales: V, Metropolitana y VI. La mortalidad por anomalías congénitas totales seguía aproximadamente la misma conducta. Por tanto los resultados se presentan en la Tabla 1 resumidos por esos grupos de regiones. Las tasas de mortalidad por anomalías congénitas teóricamente prevenibles, anomalías del sistema nervioso y del aparato circulatorio, siguen el mismo orden en los tres grupos de regiones. Sólo se exceptúan las anomalías cromosómicas que tienen menor tasa en el norte, intermedia en el centro y más elevada en el sur del país.

Los resultados obtenidos aquí difieren de los de un estudio de mortalidad de todas las edades por anomalías congénitas para 1995 en que se observaron mayores tasas en las regiones del norte12.

Reduciendo el ámbito geográfico a las áreas de residencia urbana o rural de la madre (Tabla 1), se observa que las tasas de mortalidad tanto infantil total como por anomalías congénitas totales y por grupos de causas son siempre más altas en el área rural a excepción de las muertes teóricamente prevenibles.

Al analizar la mortalidad por edad materna se aprecia en la Tabla 2 que las anomalías del sistema nervioso, cuyo principal componente es el sindrome de Down, tienen tasas de mortalidad 10 a 20 veces superiores en hijos de madres de 40 a 44 y de 45 y más años de edad que de madres de 20 a 24 años. Sin embargo, por la menor fecundidad a partir de los 40 años, ambos grupos son responsables de sólo el 15,2% del total de niños muertos por anomalías cromosómicas en el primer año de vida, porcentaje similar al de los otros grupos etarios quinquenales. El riesgo también aparece mayor en hijos de madres menores de 20 años. Ello se observó especialmente respecto a malformaciones del sistema nervioso tales como la acrania, la espina bífida con hidrocefalia y la hidrocefalia. Mientras los hijos de madres entre 25 y 39 años tienen la menor mortalidad por estas causas, los hijos de madres menores de 20 años casi igualan el riesgo de los hijos de madres de 40 a 44 años de edad. Hallazgos semejantes se hicieron respecto a prevalencia de estas malformaciones en nacidos vivos9,10,14.

Respecto al orden de nacimiento se observa en la Tabla 2 que tanto la mortalidad infantil por todas las anomalías congénitas, como por cada uno de sus componentes, aumenta a medida que aumenta el orden de nacimiento del niño. Mientras los hijos de orden 6 y más tienen una mortalidad por todas las anomalías congénitas dos veces más alta que los primeros hijos, la que se debe a malformaciones cardíacas es casi 3 veces mayor en aquel grupo. La mayor sobremortalidad se produce en las anomalías cromosómicas en que los hijos de alto orden exhiben una tasa 5,5 veces mayor que los primogénitos.

En relación al nivel de instrucción de la madre se observa que efectivamente las tasas de mortalidad por el total de anomalías del corazón son más altas en hijos de madres con poca instrucción. Sin embargo esta diferencia está dada sobre todo por las causas cardíacas sin especificar lo que combina las dificultades de diagnóstico preciso en estos grupos con probablemente menor acceso a los tratamientos.

Sin embargo, contrariamente a lo esperado, también se nota una disminución gradual de las muertes por anomalías cromosómicas a medida que aumenta el nivel de instrucción de la madre lo que en esta exploración univariada es difícil de explicar.

Las muertes teóricamente prevenibles y las por el total de anomalías del sistema nervioso no muestran relación con los años de instrucción de la madre.

Del análisis multivariado de regresión logística se llegó a un modelo resumen de los datos de mortalidad infantil por anomalías congénitas el cual contiene como variables explicativas la edad materna (efecto cuadrático), el orden de nacimiento, el nivel de instrucción de la madre y residencia en las regiones del sur del país (VII-XII). Tabla 3.


Al analizar la influencia de cada factor se ven algunas diferencias respecto al análisis univariado. Así, en cuanto a la mortalidad por regiones sólo el factor de residir en el sur del país (regiones VII a XII) es un factor de riesgo de muerte por enfermedades congénitas con 41,8% de mayor riesgo con respecto a residir en el norte o en el centro (IC 95%: 30,9-53,7). No se detectan diferencias significativas entre las tasas de mortalidad del norte y del centro. Tampoco respecto a la zona de residencia: el efecto de la ruralidad ya no es significativo al 5% al controlar por el efecto de residir en el sur.

En cuanto al efecto de la edad materna no se alcanza a captar un mayor riesgo en las menores de edad sino que se ve que el riesgo aumenta progresivamente. La Figura 1 muestra que la edad es un factor protector hasta antes de los 30 años y un factor de riesgo a partir de los 30 años. Por ejemplo el riesgo de morir por enfermedades congénitas es 1,1 veces mayor en los hijos de madres de 34 que en los hijos de madres de 30 años. Con respecto al orden de nacimiento cada nuevo hijo aumenta en 10,6% el riesgo de mortalidad por enfermedades congénitas (IC 95%: 6,4-14,9%). Por último cada año de instrucción materna disminuye el riesgo de mortalidad infantil por enfermedades congénitas en 3,3% (IC 95%: 2,2-4,5%). Si lo analizamos por nivel de instrucción, el riesgo disminuye en 12,7% (IC 95%: 8,4-16,4%) por cada 4 años de escolaridad.


Figura 1. Curva de razón de chances que compara el riesgo de mortalidad infantil por malformaciones congénitas entre sucesivos quinquenios de edad materna.
Por ejemplo: los hijos de madres de 39 años de edad tienen 1,26 veces más riesgo de morir por estas enfermedades que los de madres de 35 años.

DISCUSIÓN

El primer problema que se encuentra al analizar la mortalidad infantil debida a anomalías congénitas por regiones es la gran diferencia en el número de nacimientos y de defunciones por estas causas. En los 3 años estudiados los nacimientos varían entre 4.409 en la XI región a 344.575 en la región Metropolitana y las defunciones entre 72 y 3.379 entre ambas regiones. Esto significa que una muerte más o menos, modifica la tasa por 100.000 nacidos vivos en 23 puntos en Aysén y en 0,3 puntos en Santiago.

Otros problemas que podrían afectar la comparación son diferencias entre la cobertura de registro o entre la proporción de calificación errada de muertes neonatales precoces como defunciones fetales, aspectos sobre los que no existen datos ni estudios. También pueden existir diferentes posibilidades diagnósticas de las malformaciones congénitas. Al respecto se sabe que en Chile existen 9 centros de genética en la región Metropolitana y uno en cada una de las siguientes ciudades: Viña del Mar, Rancagua, Concepción y Temuco13.

Todos estos factores hacen que el estudio de la mortalidad comparando las 13 regiones entre sí, que sería de alto interés por las diferencias que existen entre ellas respecto a contaminantes ambientales, modos de vida, composición étnica de la población o actividad económica, presenta dificultades de interpretación y se prefirió analizarla por grupos de regiones.

En el análisis por área de residencia se debe tener en cuenta que puede haber diferencias en la calidad del diagnóstico entre una y otra área por las dificultades de acceso, por ejemplo, al diagnóstico de algunas anomalías cromosómicas que requieren la existencia de laboratorios de genética. Esto podría explicar que la sobremortalidad por estas anomalías en el área rural sea menor que la que se observa en malformaciones cardíacas o en enfermedades del sistema nervioso.

Las edades maternas elevadas son conocidas como factor de riesgo de malformaciones congénitas lo que se ha podido corroborar en el presente estudio. Es así que en algunos países es rutina el examen de líquido amniótico en embarazos a partir de 35 años de edad para reconocer anomalías cromosómicas que no son detectadas en la ecografía con el fin de plantear la interrupción del embarazo en caso positivo. Lo que fue inesperado es que en el análisis univariado el riesgo también aparecía más alto en los hijos de madres muy jóvenes.

En la interpretación de la mortalidad según orden de nacimiento se debe tener en cuenta la relación del orden de nacimiento con la edad materna. En los estudios de mortalidad infantil se ha podido ver que el primer hijo siempre tiene tasas de mortalidad más bajas que los siguientes hasta edades maternas de 34 años. A partir de los 35 años los primeros hijos tienen tasas más altas que los segundos, pero aumentan nuevamente en los niños de los órdenes sucesivos14. Estos hechos justifican la práctica clínica del especial cuidado que se brinda a la "primípara añosa" y a la "gran multípara" por el riesgo de morbimortalidad al que al que se ha visto expuesto el hijo así como también ella misma.

La instrucción materna se utiliza como el mejor indicador socioeconómico disponible ya que el nivel de instrucción del padre tiene alta omisión y cuando se registra está muy correlacionado con el de la madre. En cuanto al efecto del nivel de instrucción materna se comprobó, lo que era de esperar, que las muertes que pudieran evitarse por un mejor nivel socioeconómico serían aquéllas que requieren tratamientos complejos o costosos como por ejemplo, los defectos del corazón y del aparato circulatorio en general, en cambio, no se esperaban las diferencias en la mortalidad por anomalías cromosómicas.

El análisis multivariado permitió depurar de la influencia de variables concomitantes. Así por ejemplo, siendo importante el nivel de instrucción como factor explicativo se puede entender que el efecto de madres muy jóvenes que se veía en el análisis univariado, podría deberse a que esas madres tenían menor escolaridad y por tanto la mayor mortalidad de sus hijos puede atribuirse a ese factor y no, a su menor edad. Igual razonamiento es aplicable al efecto de la ruralidad que desapareció en el análisis multivariado.

En conclusión, tanto el análisis univariado como el multivariado muestran el mayor riesgo de mortalidad por anomalías congénitas en niños de madres mayores y de mayor orden de nacimiento. También coinciden en la mayor mortalidad de hijos de madres con bajo nivel de instrucción. En el análisis multivariado no se encuentran las diferencias entre las áreas de residencia ni entre las regiones del norte y centro del país que se habían pesquisado en el análisis previo pero sí, la sobremortalidad en el sur.

Es probable que pueda haber otras relaciones con variables que no se pudieron investigar aquí por no estar registradas en el certificado de nacimiento. Esto y el hecho de trabajar sólo con malformaciones que llevan a la muerte en el primer año de vida hace deseable que en el futuro se disponga de un registro de anomalías de nacidos vivos y muertes fetales que cubra la totalidad de estos sucesos y que permita cumplir mejor el objetivo de orientar las acciones de prevención de malformaciones y de las muertes que provocan.

Correspondencia a: Gloria Icaza, Instituto de Matemáticas y Física, Universidad de Talca, Casilla 721, Talca Chile.
Teléfono: 71-200313. Fax: 71-200392. E-mail: gicaza@utalca.cl

Agradecimientos:

Las bases de datos para los análisis fueron proporcionadas gentilmente por el Instituto Nacional de Estadísticas donde se realizó el pareo de defunciones infantiles y nacimientos, para preservar el secreto estadístico que no permite entregar el dato del RUN.

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