Introducción

La literatura médica asocia el parto en adolescentes (15-19 años) (pa) con un riesgo aumentado de complicaciones maternales y del feto [1]. Socialmente, el pa se vincula con el abandono escolar, la perpetuación de la pobreza y un incremento en la tasa global de fecundidad [2,3]. A nivel mundial, entre 2010-2015, se estimó la tasa de fecundidad adolescente en 46 nacimientos vivos por cada 1000 mujeres de 15 a 19 años; en Latinoamérica y el Caribe, se estimó que la tasa fue de 66,5 por 1000 mujeres adolescentes [4,5]. En Panamá, la tasa promedio entre 1995 y 2014 fue de 88 nacimientos vivos por 1000 mujeres adolescentes [6].

Estudios anteriores han demostrado cambios en las tendencias en la tasa y la prevalencia del pa a través de los años [7], pero estas tendencias varían entre países. Por ejemplo, en países de altos ingresos, se ha encontrado una merma del pa desde 1970 [8]. En países en vía de desarrollo, algunas regiones mostraron una disminución similar [9]. Sin embargo, en Latinoamérica y el Caribe, la tasa se ha reducido más lentamente que en cualquier otra parte del mundo; en algunos países de la región, se observaron aumentos en la tasa de pa [7-9]. En Panamá, los datos nacionales del pa entre 1995 y 2014 demuestran un incremento de 3,8 nacimientos por 1000 mujeres adolescentes entre esos años, lo cual equivale a un crecimiento en la prevalencia del pa (de todos los partos registrados) de 0,9 % [6].

En Latinoamérica y el Caribe, algunos factores sociodemográficos que han sido asociados a pa en revisiones y estudios de corte transversal incluyen una prevalencia más elevada en áreas rurales, grupos étnicos indígenas, en población con menor nivel económico y menor nivel educativo, y un aumento en la tasa global de fecundidad (número total de niños por mujer) [7,10-12]. En países en vías de desarrollo, el declive de la prevalencia del pa se ha atribuido a mejoras en el índice de desarrollo de género, inversión en educación y disminución en la desigualdad de ingresos [7,9,13,14].

Con base en estas evidencias, la Organización Mundial de la Salud (oms) recomienda identificar regiones geográficas y poblaciones específicas para enfocar intervenciones preventivas del embarazo en las adolescentes. De manera que, en el contexto internacional, existen algunos indicadores sociodemográficos vinculados al pa; sin embargo, específicamente en Panamá, aún se desconoce cómo ha evolucionado la prevalencia del pa desde 1980 y cómo han cambiado o se han mantenido estáticas las asociaciones con los factores sociodemográficos. Adicionalmente, se desconoce si han cambiado otros factores relacionados con el pa a través de los años, como el nivel educativo alcanzado y la tasa global de fecundidad.

El objetivo del presente análisis secundario de la “Encuesta nacional de salud sexual y reproductiva 2014-2015” (enasser14/15) es describir la prevalencia del parto adolescente (5-19 años) por cohorte a través de los años y su relación con factores sociodemográficos, en Panamá

Metodología

La enasser14/15, una encuesta de corte transversal, fue liderada por el Departamento de Salud Sexual y Reproductiva, del Instituto Conmemorativo Gorgas de Estudios de la Salud. Esta encuesta tuvo como objetivo general conocer los indicadores nacionales en salud sexual y reproductiva de mujeres (15-49 años) y hombres (15-59 años) en edad reproductiva, incluyendo indicadores generales de los hogares, la población, la fecundidad, la planificación familiar, los conocimientos del virus de la inmunodeficiencia humana y la violencia contra la mujer [15]. Para este estudio, de la enasser14/15 se toman en cuenta los datos cuantitativos de las mujeres, mas no así los de los hombres.

Población

La población (marco muestral) se determinó de acuerdo con el “Censo de Población y Vivienda, Panamá, 2010”. El marco muestral se conformó a partir de los segmentos censales como unidad primaria de muestreo; para la unidad secundaria, se tuvieron en cuenta la vivienda y la unidad de observación.

La muestra de enasser14/15 fue probabilística, multietápica y estratificada con representación nacional. En la encuesta primaria, se entrevistaron 5616 mujeres y 5499 hombres, en 11 116 hogares [15].

Este análisis secundario, que se presenta en este artículo, incluyó la población entera de la muestra de mujeres de la enasser14/15.

Variables de interés

Entre participantes adultas (> 19 años), se utilizó la variable “edad al primer parto” (> 19 años, 15-19 años y < 15 años), y entre participantes adolescentes (15-19 años), la variable de “embarazo/parto” (nunca, 15-19 años o < 15 años). Se estratificó la edad de primer parto/embarazo por cohorte de nacimiento de la participante: nació entre 1966-1975, 1976-1985, 1986-1995 o 1996-2000.

Las variables sociodemográficas fueron: 1) el área donde la participante vivía (urbana, rural, rural indígena -comarcal (una región indígena administrativamente semiautónoma) o en comunidades indígenas rurales-), 2) la etnia de la participante -indígena, afrodescendiente o mestiza (no indígena, no afrodescendiente)-, y 3) el quintil de bienestar -basado en el indicador del Demographic and Health Survey, que incluye datos sobre el hogar de la participante, sin tomar en cuenta los ingresos; esta variable está clasificada como una medición igual o superior que el uso monodimensional de ingreso económico [16,17] -. Las características del hogar de la variable “bienestar” incluyen acceso a agua y servicio higiénico, número de habitaciones, materiales de construcción de la casa y número/tipo de electrodomésticos [18].

Por su parte, la variable “colectivo” está compuesta por las tres variables sociodemográficas mencionadas, con base en un análisis sociológico sobre el embarazo en adolescentes [19]. Incluye las categorías: indígena urbano (etnia indígena, vivía en área urbana), indígena rural (etnia indígena, vivía en área comarcal o comunidades rurales indígenas), rural (etnia mestiza, viviendo en área rural), afrodescendiente (etnia afrodescendiente: negro colonial, negro antillano, negro general; vivía en áreas urbanas/rurales/comarcales), urbano cuarto quintil (etnia mestiza, vivía en área urbana del cuarto quintil de bienestar) y urbano quintil superior (etnia mestiza, vivía en área urbana del quinto quintil de bienestar).

Para el nivel de educación alcanzada, se tomaron en cuenta: sin educación formal o ninguna y, primaria, secundaria o estudios superiores.

El número de hijos tenidos se agrupó de 1 a 3 y 4 o más.

Análisis estadístico

Este análisis secundario de enasser14/15 se efectuó mediante el software stata® v.15.1IC (StataCorp., College Station, tx, Estados Unidos).

Se ajustaron los análisis a la probabilidad de selección y la selección de los segmentos censales.

Se utilizó χ² para describir las diferencias entre cada variable sociodemográfica y edad al primer parto.

Se llevó a cabo un análisis de regresión logística bivariable para describir, por variable sociodemográfica, el cambio en la prevalencia de pa a través de las cohortes de nacimiento.

Adicionalmente, se elaboraron dos modelos de regresión logística multivariable por cohorte de nacimiento: 1) para medir asociaciones con factores sociodemográficos, y 2) para medir relaciones con otros factores en las tres cohortes mayores (nivel de educación logrado y número de hijos tenidos).

Debido a la colinealidad, no se hizo un análisis de regresión con la variable “colectivo”, y solo se incluyeron las variables demográficas de “área donde la participante vive”, “etnia” y “quintil de bienestar”.

Ética

La enasser14/15 fue registrada en el Ministerio de Salud y aprobada por el Comité de Bioética de la Investigación del Instituto Conmemorativo Gorgas de Estudios de la Salud en mayo de 2014. Cada participante dio su consentimiento para ser entrevistado, luego de ser explicado los objetivos y métodos de esta encuesta.

Este análisis secundario forma parte de la investigación titulada “Una etnografía sobre el embarazo adolescente en Panamá: más allá de las cifras”, cuyo protocolo fue aprobado por el Comité de Bioética de la Universidad de Panamá el día 5 de septiembre del 2019.

Resultados

En este análisis secundario, se incluyeron dos poblaciones de mujeres: 4795 adultas (20-49 años) y 821 adolescentes (15-19 años).

En la Tabla 1 se describen la población de estudio y los factores sociodemográficos por edad de primer parto en mujeres adultas y en adolescentes.

Tabla 1

Descripción de la población y factores sociodemográficos por edad de primer parto en mujeres adultas y adolescentes.

* Puede variar del total, debido a que algunas mujeres adultas que no habían tenido un parto, o en adolescentes, tenían datos que faltaban. Fuente: [15].

Edad del primer parto

Entre mujeres de todas las edades que habían tenido un parto, la edad mediana del primer parto fue 19 años (rango intercuartil -riq-: 17-22 años).

Al analizar por cohortes, la edad mediana del parto fue de 20 años (riq = 18-24 años) para la cohorte 1966-1975; 20 años (riq = 18-23 años) para la de 1976-1985; 19 años (riq = 17-21 años) para la de 1986-1995, y 17 años (riq = 16-28 años) para la de 1996-2000, aunque esta última puede estar subestimada, debido a que no todas las participantes habían cumplido 19 años al momento de hacer la encuesta.

La prevalencia de primer parto entre 15 y 19 años aumentó en las cohortes: pasó de 30,9 % en la de 1966-1975 a 51,5 % en la de 1986-1995.

Las participantes de la cohorte más joven (nacidas entre 1996-2000), aunque no todas las mujeres han cumplido 19 años, presentaron una prevalencia de 19,6 % (véase Tabla 2].

Tabla 2

Edad de primer parto entre mujeres que han tenido un parto, por cohorte de nacimiento

n/N: Números encontrados/Campo de muestra.

Factores sociodemográficos y tendencias temporales del parto en la adolescencia

En los análisis bivariables, no se encontraron diferencias significativas en la prevalencia de pa entre cohortes en los siguientes factores: las que pertenecían a los colectivos indígena rural y urbano cuarto quintil, y las que pertenecían a los quintiles de bienestar tercero y cuarto (véase Tabla 3].

Tabla 3

Factores sociodemográficos y edad de primer parto por cohorte de nacimiento

or: Odds ratio Resultados significativos resaltados en negrita.

Factores asociados al embarazo durante la adolescencia, por cohorte de nacimiento

En el análisis bivariable en la cohorte 1996-2000 (véase Tabla 4, Panel A), se encontró un mayor odds ratio (or) de pa entre las que vivían en el área rural indígena (39,1 %), en comparación con el área urbana (23,6 %, or = 2,08, índice de confianza -ic- 95 %: 1,05-4,13).

Tabla 4

Factores relacionados con el embarazo durante la adolescencia, por cohorte de nacimiento

ora: odds ratio ajustado; or: Odds ratio; ic: Intervalo de confianza. Resultados significativos resaltados en negrita. * Denominadores entre las que tuvieron su primer parto > 19 años+ primer parto 15-19 años.

En el análisis multivariable, se halló menor odds en participantes que pertenecían a los quintiles de bienestar dos (35,1 %), tres (18,9 %) y superior (9,2 %), en comparación con el quintil inferior (49,0 %) (Odds ratio adjustado [ora] = 0,44, ic 95 %: 0,22-0,86; ora = 0,18, ic 95 %: 0,05-0,62, y ora = 0,05, ic 95 %: 0,01-0,25) (véase Tabla 4, Panel A); sin embargo, el cuarto quintil no estuvo asociado a menor odds de pa, en comparación con el quintil inferior (ora = 0,29, ic 95 %: 0,08-1,11, p= 0,07).

En la cohorte 1986-1995 (véase Tabla 4, Panel B), en el análisis multivariable, se obtuvo menor odds de pa entre las participantes que pertenecían al quintil de bienestar tres (47,7 %), cuatro (44,6 %) y superior (47,8 %), en comparación con el quintil inferior (66,3 %) (ora = 0,44, ic 95 %: 0,20-0,99, ora = 0,23, ic 95 %: 0,08-0,66, ora = 0,25, ic 95 %: 0,07-0,84, respectivamente).

En el segundo modelo multivariable, se encontró menor odds de pa entre participantes que lograron nivel educativo superior (27,6 %), en comparación con las que no tuvieron educación formal/nivel primario (68,3 %, ora = 0,22, ic 95 %: 0,10-0,45). Adicionalmente, se vio mayor odds de pa entre las que tuvieron 4 hijos o más en su vida, en comparación con las que tuvieron de 1 a 3 hijos (ora = 6,25, ic 95 %: 3,10-10,45) (véase Tabla 4, Panel B).

En la cohorte de 1976-1985 (véase Tabla 4, Panel C), se determinó mayor odds de pa en las participantes de etnia afrodescendiente (56,4 %), en comparación con las de etnia mestiza/otra etnia (43,4 %, ora = 1,69, ic 95 %: 1,02-2,80).

En el análisis multivariable, se halló mayor odds de pa entre participantes que vivían en área rural (46,8 %) y área rural indígena (56,6 %), en comparación con las que vivían en área urbana (41,0 %, ora = 0,20, ic 95 %: 0,08-0,47 y ora = 0,13, ic 95 %: 0,04-0,39, respectivamente). También, en el análisis multivariable, se determinó que las participantes que pertenecían a los quintiles tres (37,3 %), cuatro (42,5 %) y superior (37,6 %) tuvieron menor odds en comparación con el quintil inferior (60,3 %) (ora = 0,38, ic 95 %: 0,22-0,65, ora = 0,10, ic 95 %: 0,04-0,23 y ora = 0,08, ic 95 %: 0,03-0,21, respectivamente).

Se encontró, en el segundo modelo multivariable, menor odds de pa entre las que lograron nivel secundario (48,4 %) y superior (20,1 %), que las que no tuvieron educación formal/lograron nivel primario (65,0 %, ora = 0,66, ic 95 %: 0,44-0,98 y ora = 0,20, ic 95 %: 0,09-0,42, respectivamente).

Adicionalmente, se identificó mayor odds de pa entre las que tuvieron 4 hijos o más en su vida (75,8 %), en comparación con las que tuvieron de 1 a 3 hijos (34,1 %, ora = 4,78, ic 95 %: 3,12-7,33) (véase Tabla 4, Panel C).

En la cohorte de 1966-1975 (véase Tabla 4, Panel D), en el análisis multivariable, el odds de pa fue menor entre participantes de los quintiles cuarto (36,1 %) y superior (19,3 %) respecto a las participantes del quintil inferior (41,9 %) (ora = 0,30, ic 95 %: 0,11-0,77 y ora = 0,12, ic 95 %: 0,04-0,38, respectivamente).

En el segundo modelo multivariable, el odds de pa es menor en las que lograron nivel secundario (34,1 %) y superior (8,4 %), que las que no tuvieron educación formal/nivel primario (53,5 %, ora = 0,55, ic 95 %: 0,33-0,92 y ora = 0,15, ic 95 %: 0,07-0,32, respectivamente).

Adicionalmente, entre las que tuvieron 4 hijos o más (63,1 %), el odds de pa fue mayor respecto a las que tuvieron de 1 a 3 hijos (19,6 %, ora = 4,70, ic 95 %: 2,89-7,66) (véase Tabla 4, Panel D).

Discusión

En este análisis secundario de la encuesta enasser14/15 en Panamá, se describieron las prevalencias de pa entre mujeres que nacieron entre 1966 y 2000, y la asociación con factores sociodemográficos. Se encontró que la mayoría de los factores sociodemográficos estudiados señala un aumento importante en la prevalencia del pa entre las cohortes de 1966 y 1995. Este aumento se ha visto en países y regiones a nivel mundial que tienen mayor inequidad económica, especialmente en Latinoamérica [7,9,14].

Este análisis secundario contesta el llamado de la oms de identificar poblaciones para enfocar recursos en la implementación de programas y políticas para la prevención del embarazo y el pa [20].

Para identificar y distinguir diversos grupos sociales con relación al pa, se utilizó la agrupación de la muestra en los colectivos sociales [19].

Adicionalmente, el análisis agrega dos hallazgos a la literatura regional: 1) el análisis por cohortes ha demostrado un cambio en la prevalencia del pa en Panamá a través del tiempo en algunos factores sociodemográficos; y 2) el análisis por cohortes demuestra que algunos factores sociodemográficos asociados al pa han sido constantes a través del tiempo, incluyendo la alta prevalencia de pa en áreas rurales (áreas no indígenas e indígenas) y la alta tasa de fecundidad. Estos dos hallazgos serán explicados en mayor detalle a continuación.

Se encontró un cambio de la prevalencia del pa a través del tiempo, entre dos variables sociodemográficas de interés: 1) quintiles de bienestar inferiores, una variable basada en la pobreza multidimensional, y 2) el aumento en el número de mujeres que completaron el nivel de estudios secundarios entre mujeres que tuvieron pa.

Adicionalmente, se encontraron los siguientes hallazgos de importancia:

1. 1. Se halló un cambio en la prevalencia del pa por quintil de bienestar en las cohortes de 1966-1995, donde hubo un aumento pronunciado en los quintiles menores (inferior y quintil dos), en comparación con el incremento más leve en los quintiles superiores. En línea con nuestros hallazgos, estudios en Latinoamérica y el Caribe han encontrado que personas económicamente desfavorecidas tienden a tener una necesidad insatisfecha de anticoncepción [21,22]. Adicionalmente, a nivel mundial, vivir bajo la línea de pobreza es el mayor indicador de embarazo en adolescentes [23,24].
2. 2. Nuestro hallazgo del pa y su asociación con menor logro educativo es una relación que se ha visto a nivel de Latinoamérica, donde, en un informe la Organización Panamericana de la Salud, la Organización Mundial de la Salud y el Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia, se reportó que la proporción de pa entre las que cumplieron el nivel primario es mayor que en las que cumplen secundaria y superior [20]. En nuestro análisis en Panamá, se encontró un aumento en el porcentaje de las mujeres que experimentaron pa y que lograron niveles educativos secundarios y superiores a través de los años.

Este mayor enfoque en cumplir con la educación en mujeres adolescentes que han experimentado pa se ha visto en llamados de la Organización de las Naciones Unidas para la Educación, la Ciencia y la Cultura [25]. Los cambios en Panamá en la escolaridad lograda podrían también ser atribuidos al aumento en general de la educación en las mujeres; además, más recientemente, hay leyes a favor de promover la continuación de estudios escolares en niñas y adolescentes que han experimentado el pa [26].

Por otro lado, encontramos dos factores que permanecieron estáticos a través de los años incluyen: 1) la alta prevalencia desproporcional en poblaciones que viven en áreas rurales (rural-indígena y rural no indígena), y 2) la alta tasa de fecundidad por mujer entre las que experimentaron pa. El área donde la participante vive resultó ser importante entre todas las cohortes, donde la ruralidad cumple un rol significativo en la epidemiología del pa.

Esta diferencia entre el pa en áreas urbanas vs. rurales es marcada, donde las áreas rurales en Latinoamérica y el Caribe tienden a tener mayor prevalencia [9,27]. Una de las razones puede ser el mayor acceso a anticonceptivos e información sobre salud sexual y reproductiva en áreas urbanas en comparación con áreas rurales, como también mejor acceso a servicios de salud en general [28,29]. Esta diferencia de la prevalencia del pa entre lo urbano y lo rural se ha visto con anterioridad a nivel mundial [9,27].

En el presente análisis, se halló que poblaciones indígenas (rural y urbanos) tuvieron estabilidad en la alta prevalencia del pa a través de los años. Este factor de prevalencia en esta etnia es algo que se ha visto en otros países de Latinoamérica y el Caribe, incluyendo Brasil [30]. En Panamá, en la comarca indígena más grande del país, se ha encontrado un bajo uso de anticonceptivos y poca educación en la prevención del embarazo de adolescentes en el entorno familiar y en las escuelas [31,32].

Por último, las mujeres que pertenecían a los quintiles medianos (tercero y cuarto), especialmente en áreas urbanas, presentaron una alta prevalencia de pa, la cual no variaba mucho entre los años.

Algunos estudios han indicado que las altas tasas de embarazo en adolescentes en clases medias pueden ser debidas a ambivalencia hacia el embarazo y en la toma de decisiones riesgosas en su actividad sexual [33].

El segundo factor estático encontrado fue la alta tasa de fecundidad por mujer en mujeres que experimentaron pa. Este hallazgo se presentó entre las mujeres de todas las cohortes. En parte, uno de los factores que podrían aumentar el número de hijos por mujer entre las que tuvieron pa, puede ser haber tenido un segundo o tercer parto antes de los 20 años.

Datos en Estados Unidos indican que casi 20 % de los nacimientos en adolescentes son pa repetidos [34], y en Chile, la prevalencia de pa repetidos fue de 15,6 % [35].

Una de las razones que explicaría un vínculo entre el pa y un mayor número de hijos por mujer en cada cohorte podría ser la no resolución de impulsores socioestructurales que influyeron en el primer pa, y que influyen también en el segundo. Un estudio realizado en Filipinas encontró que el embarazo en adolescentes repetido ha sido constante a través de los años, y ha estado asociado, de manera similar a nuestros hallazgos de pa, en áreas rurales y en poblaciones pobres o con niveles de bienestar medio [36].

Aunque nuestro análisis no incluyó partos repetidos durante la adolescencia, futuros estudios en Panamá podrían incluir un análisis de los factores sociodemográficos relacionados con el parto repetido en la adolescencia.

Implicaciones programáticas

Los hallazgos de este análisis podrían ser utilizados a nivel nacional y regional para comprender las tendencias recientes y las disparidades en la maternidad adolescente, para permitir la priorización de intervenciones enfocadas en el embarazo y en el parto durante la adolescencia en Panamá. Estas intervenciones podrían estar enfocadas en sectores de la sociedad con mayor aumento del pa y con prevalencia estática.

Dos intervenciones puntuales que se pueden enfocar en estas poblaciones son:

1. 1. Se puede invertir en mejorar el acceso a anticonceptivos entre población adolescente, enfocado en áreas rurales e indígenas, y con acceso a anticonceptivos reversibles de acción prolongada, los cuales tienen poco uso el Latinoamérica y el Caribe, y en especial en Panamá [7,37,38].
2. 2. En Panamá, existen algunas iniciativas promovidas por el Ministerio de Salud para el uso de anticonceptivos reversibles de larga duración entre mujeres adolescentes que han experimentado un pa. Por ejemplo, dentro de la sección de Maternidad del Hospital Santo Tomás ubicado en la Ciudad de Panamá, luego de que una mujer adolescente tiene un parto, se pide su consentimiento para colocar anticonceptivos de esta clase. Estos programas podrían ampliarse para incluir mujeres jóvenes que tienen partos fuera de este hospital, especialmente en áreas rurales e indígenas.

Adicionalmente, se deben mejorar los programas de salud, en particular el acceso a anticonceptivos entre adolescentes y el acceso a información correcta sobre salud sexual y reproductiva, con enfoques especiales entre áreas rurales, incluyendo área rural indígena, y entre poblaciones que pertenecen a quintiles inferiores a nivel nacional.

Otras intervenciones que han sido encontradas efectivas deben ser reforzadas, incluyendo la educación integral en la sexualidad, servicios amigables para adolescentes y programas de “transferencia condicionada” dirigidos específicamente a mujeres que experimenten pa [39].

En especial, estos programas deben ser enfocados y accesibles para los grupos con mayores desventajas sociales, en especial las personas con menor nivel educativo, las que viven en áreas rurales y las personas en quintiles de bienestar inferiores.

Adicionalmente, se deben enfocar intervenciones que faciliten los estudios superiores para mujeres que experimentaron pa. Intervenciones de esta clase podrían incluir cuidado preescolar dentro de las universidades, y otras intervenciones que incentivasen a las mujeres jóvenes que han experimentado pa a continuar sus estudios superiores [40].

Limitaciones

El enasser14/15 tuvo algunas limitaciones: 1) no todas las cohortes tienen igual amplitud, y en la cohorte más joven, 1996-2000, debido a su edad, se mantienen con la posibilidad de tener un pa; por lo tanto, las prevalencias de embarazo/pa en esta cohorte pueden ser subestimadas; 2) se incluyó a mujeres de 15 a 49 años y se analizó si la mujer tuvo un pa; sin embargo, los datos sociodemográficos de área de residencia y quintil se tomaron en el momento de realizar la encuesta (no al momento del embarazo o parto); 3)las participantes pueden haber presentado sesgo de recuerdo si no recordaron la edad en la que tuvieron su primer parto.

El análisis secundario tuvo algunas limitaciones también. Por ejemplo, el objetivo general de la enasser14/15 no fue de describir los cambios en la prevalencia del pa a través del tiempo, que es el objetivo de este análisis secundario. Además, esta encuesta incluyó partos vivos y embarazos actuales, y el aborto fue agrupado en espontáneo/provocado. Por lo tanto, no se contabilizaron en este análisis los abortos, debido a que no se podía diferenciar el origen del aborto.

A pesar de estas limitaciones, este análisis secundario del enasser14/15 presenta, a través de cuatro décadas, la prevalencia del pa y describe las asociaciones de este con algunas variables sociodemográficas, cumpliendo así con el llamado de la oms a investigar los factores geográficos y poblacionales vinculados al pa en Panamá.

Conclusiones

En la prevalencia del pa en Panamá, se observó un aumento en las cohortes de mujeres que nacieron entre 1966 y 1995. La alta prevalencia persistente de pa a través de los años está asociada a algunos factores sociodemográficos que están estrechamente vinculados a las desigualdades económicas, fundamentalmente. Estos factores incluyen: vivir en áreas rurales (rural indígena y rural no indígena), encontrarse en los quintiles de bienestar inferiores, tener menor nivel educativo en la vida y una tasa mayor de fecundidad por mujer.

La prevención de continuación de la alta prevalencia de pa puede abordarse con programas enfocados en las áreas rurales (rural no indígena y rural indígena) y, especialmente, entre personas que pertenecen a los quintiles de bienestar inferiores. Los programas podrían incluir educación comunitaria, mayor acceso a anticonceptivos de larga duración, prevención del pa repetido y aumentar el acceso a la educación superior entre mujeres que han experimentado pa.

Agradecimientos

Agradecemos al Departamento de Investigación en Salud Sexual y Reproductiva del Instituto Conmemorativo Gorgas de Estudios de la Salud en Panamá por la recopilación de datos primarios de enasser14/15 y la creación de la base de datos.

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Notas

Declaración de intereses