Estudio transversal a partir de los datos obtenidos de la Encuesta Nacional de Salud de España correspondiente al año 2006. Los datos analizados a nivel individual proceden del Cuestionario de Menores (0-15 años) y del Cuestionario de Hogar. El/la informante de este cuestionario es la persona que conozca mejor los aspectos referidos al estado de salud y atención sanitaria del/de la niño/a, generalmente la madre, el padre o la tutora o tutor del/de la menor. Los microdatos fueron descargados de la página web del Ministerio de Sanidad, Política Social e Igualdad18. Se incluyó en el análisis a los/las niños/as con edades entre 6 y 15 años por ser la población diana de los planes de salud bucodental infantil. La muestra inicial estuvo compuesta por 5.763 individuos. La muestra analizada, una vez eliminados los registros con valores perdidos, estuvo constituida por 5.441 niños/as.

La metodología detallada de la encuesta se encuentra publicada en la página web del Ministerio de Sanidad, Política Social e Igualdad18.

Las variables analizadas por comunidad autónoma proceden de la Encuesta de Indicadores Sociales 2008, realizada por el Instituto Nacional de Estadística19, y del documento «Servicios públicos de Salud Bucodental en España. Legislación y cartera de servicios en las CCAA. 2005» elaborado por la Sociedad Española de Epidemiología y Salud Pública Oral20.

• 1)

  Variable dependiente: la variable dependiente analizada es haber acudido en el último año al dentista, al estomatólogo o al higienista dental para examen, consejo o tratamiento de problemas de su dentadura o boca.

• 2)

  Variables independientes:

  • -

    Individuales: las variables sociodemográficas fueron el sexo, la edad y el lugar de procedencia. La edad fue categorizada según niveles crecientes de autonomía del menor con respecto al cuidador. La procedencia se analizó por la nacionalidad de los padres. Se definieron las siguientes categorías: «España» si ambos progenitores eran españoles, «países occidentales» cuando procedían de Estados Unidos, Canadá o Europa Occidental, «otros» cuando procedían de America Central o del Sur, de Europa del Este, de África, de Asia o de Oceanía, y «no consta» si dicha información se desconocía al menos en uno de ellos. Como indicador de salud bucodental empleamos la variable Índice CAO (Caries, Ausencia de piezas, Obturación) referido, construida a partir de la pregunta «¿cuál es el estado de los dientes y muelas del/de la niño/a?». Si los responsables contestaban afirmativamente al menos a uno de los apartados: «tiene caries», «le han extraído dientes/muelas» o «tiene dientes/muelas empastados (obturados)», se consideraba que existía enfermedad dental. Los hábitos de salud se investigaron a través de las siguientes dos preguntas del cuestionario: «¿con qué frecuencia consume el/la niño/a los siguientes alimentos?» (la respuesta se dicotomizó del siguiente modo: si refieren consumirlos nunca o casi nunca o menos de una vez a la semana se definió como poca ingesta, el resto de respuestas se definió como media/alta) y «ahora le voy a preguntar sobre la higiene dental del niño/a: ¿con qué frecuencia se cepilla los dientes habitualmente?» (las respuestas se recategorizaron en menos de una vez al día, una vez al día, dos veces al día y tres o más veces al día). Como variables de nivel socioeconómico familiar se analizaron la clase social en función de la ocupación del principal sustentador y los ingresos mensuales del hogar. La clasificación de la variable clase social siguió la propuesta del Grupo de Trabajo de la Sociedad Española de Epidemiología21 y se recategorizó en clase social alta (clase I, II y III), media (clase IVa y IVb) y baja (clase V). Los ingresos mensuales se agruparon en cuatro categorías, que se recogen en la tabla 1.

    Tabla 1.

    Descripción de la muestra y utilización de los servicios de salud bucodental en los últimos 12 meses: variables individuales y de comunidad autónoma. Encuesta Nacional de Salud, 2006 (n=5.441 ponderada)

    Haber utilizado los servicios dentales en los últimos 12 meses
    	Sí, n (%)	No, n (%)	Total, n (%)
    Variables del individuo
    Sexo
    Varón	1.649 (58,77)	1.157 (41,23)	2.806 (50,59)
    Mujer	1.631 (61,87)	1.005 (38,13)	2.636 (49,41)
    Edada
    6-9 años	1.264 (59,93)	845 (40,07)	2.109 (35,57)
    10-12 años	1.055 (65,20)	563 (34,80)	1.618 (29,77)
    13-15 años	960 (56,01)	754 (43,99)	1.714 (34,66)
    Procedencia de los padresa
    España	2.648 (63,00)	1.555 (37,00)	4.203 (77,25)
    Países occidentales	62 (63,27)	36 (36,73)	98 (1,80)
    Otros	249 (45,36)	300 (54,64)	549 (10,09)
    No consta	320 (54,24)	270 (45,76)	590 (10,84)
    Índice CAO referidoa
    Ausencia de enfermedad dental	1.524 (53,74)	1.312 (46,26)	2.836 (52,03)
    Presencia de enfermedad dental	1.755 (67,40)	849 (32,60)	2.604 (47,97)
    Cepillado dental diarioa
    Menos de 1 vez al día	215 (44,61)	267 (55,39)	482 (8,11)
    1 vez al día	834 (57,20)	624 (42,80)	1.458 (25,22)
    2 veces al día	1.300 (61,55)	812 (38,45)	2.112 (38,17)
    3 o más veces al día	931 (67,07)	457 (32,93)	1.388 (28,50)
    Ingesta de refrescos azucaradosa
    Poca ingesta	1.623 (65,15)	868 (34,85)	2.491 (46,16)
    Mediana o alta ingesta	1.657 (56,15)	1.294 (43,85)	2.951 (53,84)
    Clase sociala
    Alta	1.680 (65,68)	878 (34,32)	2.558 (46,05)
    Media	1.249 (56,82)	949 (43,18)	2.198 (41,80)
    Baja	350 (51,09)	335 (48,91)	685 (12,15)
    Ingresos mensuales del hogara
    Hasta 900 euros	323 (49,85)	325 (50,15)	648 (11,68)
    De 901 a 1800 euros	1.439 (57,68)	1.056 (42,32)	2.495 (47,36)
    Más de 1800 euros	1.125 (66,81)	559 (33,19)	1.684 (31,50)
    No consta	393 (64,01)	221 (35,99)	614 (9,46)
    Variables de la comunidad autónoma
    Años de implantación del PADIa
    No hay PADI	1.950 (58,33)	1.393 (41,67)	3.343 (61,44)
    PADI hasta 10 años	1.103 (60,64)	716 (39,36)	1.819 (33,43)
    PADI más de 10 años	226 (81,29)	52 (18,71)	278 (5,11)
    Porcentaje de parob
    Tercil 1 (7,04-8,28)	971 (59,53)	660 (40,47)	1.631 (29,43)
    Tercil 2 (8,38-11,85)	1.199 (63,44)	691 (36,56)	1.890 (44,63)
    Tercil 3 (13,33-27,42)	1.109 (57,76)	811 (42,24)	1.920 (25,93)
    Porcentaje de estudios insuficientesb
    Tercil 1 (4,13-9,54)	1.086 (59,53)	566 (40,47)	1.652 (37,47)
    Tercil 2 (10,04-13,92)	1.109 (63,44)	856 (36,56)	1.965 (33,70)
    Tercil 3 (16,30-20,01)	1.084 (57,76)	739 (42,24)	1.823 (28,82)
    PIB nominal (euros/habitante)
    Hasta 19.000	1.073 (59,71)	724 (40,29)	1.797 (26,36)
    Entre 19.000 y 25.000	1.179 (58,92)	822 (41,08)	2.001 (52,19)
    Más de 25.000	1.027 (62,55)	615 (37,45)	1.642 (21,45)
    Tasa de odonto-estomatólogosb(por 100.000 habitantes)
    Hasta 42	577 (54,90)	474 (45,10)	1.051 (20,08)
    Entre 42 y 50	1.343 (60,09)	892 (39,91)	2.235 (43,16)
    Más de 50	1.360 (63,11)	795 (36,89)	2.155 (36,76)
    Total	3.280 (60,28)	2.161 (39,72)	5.441 (100,00)

    Índice CAO: clasifica como enfermedad dental la presencia de caries y/o ausencia de piezas y/u obturación; PADI: Plan de Asistencia Dental Infantil; PIB: producto interior bruto; n: frecuencia.

    a

    p <0,001.

    b

    p<0,05.
  • -

    Contextuales: el modelo asistencial vigente se investigó por medio de una variable que recogía el tiempo de implantación del modelo PADI en la comunidad autónoma de residencia a fecha 31 de diciembre de 2005, y se analizó en tres categorías (no PADI/hasta 10 años/más de 10 años). Las otras variables de contexto fueron la tasa de odontoestomatólogos, el porcentaje de paro, de población de 16 y más años de edad con estudios insuficientes (analfabetos/sin estudios) y el producto interior bruto (PIB) nominal en la comunidad autónoma de residencia.

En primer lugar se realizó un estudio descriptivo (distribución de frecuencias) de la variable dependiente según las variables independientes. La asociación entre la variable dependiente y las independientes se estimó mediante el cálculo de la odds ratio (OR) por medio de regresión logística. Dada la estructura jerárquica de los datos (individuos agrupados en comunidades autónomas), se realizó un análisis de regresión logística multinivel. Previamente se realizó un modelo vacío, se calculó la varianza de nivel 2 (comunidades autónomas) y el coeficiente de correlación intraclase (CCI). El CCI se calculó de la siguiente manera: CCI=(Vm)/(Vm+Vi) × 100, siendo Vm la varianza entre las comunidades y Vi la varianza individual. Puesto que la variable dependiente es una variable dicotómica, para el calculo del CCI utilizamos el método de Snijders y Bosker22, según el cual Vi=π2/3.

En primer lugar se realizaron modelos univariados, y a partir de las variables que resultaron estadísticamente significativas se construyó un modelo multivariado de intersección aleatoria introduciendo las variables hacia adelante. La comparación de modelos para la inclusión de variables se realizó por medio del likelihood-ratio test. La proporción de la varianza de segundo nivel explicada (PVE) por los diferentes modelos se calculó como PVE=(V0-V1)/(V0) × 100, donde V0=varianza de segundo nivel del modelo nulo y V1=varianza de segundo nivel del modelo ajustado. Se realizó un análisis de las pendientes y no se halló ningún efecto aleatorio.

Finalmente se introdujo en el modelo la variable sexo que, a pesar de no presentar significación estadística, era epidemiológicamente relevante. A lo largo de todo el estudio se tuvieron en cuenta los coeficientes de ponderación de cada individuo. El análisis se realizó con el paquete estadístico Stata 11.0023. Los parámetros se estimaron por máxima verosimilitud con el programa gllamm, incluyendo adaptative quadrapture24,25.

Se analizó la existencia de colinealidad bivariada entre las variables independientes mediante el cálculo del coeficiente de correlación rho de Spearman. En el modelo multivariado no se incluyeron conjuntamente variables con un coeficiente de correlación igual o mayor de 0,60.

La muestra analizada estuvo compuesta inicialmente por 5.763 registros, pero por carecer de información de algunas de las variables investigadas se eliminaron 322 (5,58%). Finalmente quedó constituida por 5.441 individuos, cuyas características se muestran en la tabla 1.

En el periodo investigado, 3.280 niños (60,28%) habían utilizado los servicios de salud bucodental en los últimos 12 meses. En la última visita efectuada, estos 3.280 niños se realizaron un total de 3.936 actos médicos: 2.415 (61,35%) preventivos (revisión, limpieza o aplicación de flúor) y 1.513 (38,44%) asistenciales. El dentista, el estomatólogo o el higienista dental consultado la última vez era privado en 2.283 casos (69,60%), público en 983 casos (29,96%) y en 13 casos (0,39%) se desconocía.

Respecto al modelo asistencial, 1.104 niños (20,29%) estaban cubiertos por un modelo tipo PADI y residían en el País Vasco, Navarra, Andalucía, Murcia, Aragón, Extremadura e Islas Baleares. Solamente 278 niños (5,11%) residían en comunidades autónomas donde este modelo llevaba funcionando más de 10 años (País Vasco y Navarra).

En la tabla 1 se muestra la distribución de las frecuencias de uso de los servicios de salud bucodental en los últimos 12 meses según las variables independientes investigadas.

El modelo vacío de la variable dependiente muestra una varianza entre comunidades autónomas de 0,16, un error estándar (EE) de 0,07 y un CCI de 0,048. Es decir, el 4,8% de la variabilidad observada en el uso de los servicios dentales es atribuible a la comunidad autónoma. Al introducir en el modelo las covariables, esta variabilidad disminuye hasta el 0,02, con un EE de 0,01 y un CCI de 0,008, y la PVE es del 83,11% (tabla 2).

El modelo final (tabla 2) muestra que las variables individuales asociadas a una mayor probabilidad de uso de los servicios de salud bucodental en el último año fueron la presencia de enfermedad y la frecuencia de cepillado de los dientes. De forma inversa, las variables individuales asociadas a una menor probabilidad de uso son la edad, el lugar de procedencia, la ingesta de refrescos azucarados y el nivel socioeconómico. Se observa un claro gradiente descendente en la probabilidad de uso al disminuir el nivel socioeconómico familiar. Con respecto a las variables contextuales, los niños cubiertos por un modelo asistencial PADI implantado desde hace más de 10 años tienen más del doble de probabilidad de acudir al dentista que los que carecen de modelo PADI (OR=2,47; IC95%: 2,04-2,99).

El porcentaje de niños (6-15 años de edad) que refieren no haber acudido a un servicio de salud bucodental en el último año es alto (39,72%). Las variables individuales asociadas a una mayor probabilidad de utilización son la presencia de enfermedad autorreferida y el hábito saludable de cepillado dental diario. Por el contrario, disminuye en los niños de 13-15 años de edad (OR=0,74; IC95%: 0,55-0,99), en aquellos no españoles provenientes de América Central o del Sur, de Europa del Este, de África, de Asia o de Oceanía («otros», OR=0,50, IC95%: 0,37-0,67), al disminuir el nivel socioeconómico familiar y en los niños con mayor ingesta de refrescos azucarados.

Con respecto a las variables contextuales, la presencia en la comunidad autónoma de un modelo asistencial PADI implantado hace más de 10 años se asocia a una mayor probabilidad de uso. Estos niños tienen un 147% más probabilidades de uso que los residentes en comunidades autónomas sin modelo PADI (OR=2,47; IC95%: 2,04-2,99).

La varianza entre comunidades autónomas en el uso de los servicios es baja, pero significativa [0,16 (EE: 0,07)]. El 4,8% de esta variabilidad atribuible a la comunidad. La varianza entre comunidades autónomas se explica casi en su totalidad (83,11%) por las variables incluidas en el modelo.

La prevalencia de utilización de los servicios de salud bucodental en los niños de 6-15 años de edad en España es baja (60,28%), lejos de las recomendaciones vigentes que indican una periodicidad anual14. A pesar de ello, la frecuentación hallada en nuestro estudio es mayor que las obtenidas por otros autores11,12. La puesta en marcha de nuevos programas de salud bucodental infantil, la mejora de los existentes, así como el haber restringido el análisis al grupo de edad diana de dichos programas, pueden estar explicando este incremento.

Al igual que en otros estudios, la utilización es mayor en los que refieren enfermedad dental26,27 y en aquellos con una mayor frecuencia de cepillado26. De modo semejante a otros estudios11,12,26–28, hemos detectado un menor uso en los niños procedentes de hogares con nivel socioeconómico bajo. A pesar del incremento de las prestaciones de salud bucodental infantil en los últimos años, persisten las desigualdades sociales en su uso. Los niños que viven en hogares con nivel socioeconómico bajo tienen una menor probabilidad de utilizarlos. Si bien nuestros datos no permiten afirmar ninguna hipótesis, es posible que en los grupos de menor nivel socioeconómico haya una menor necesidad percibida en la infancia, peores hábitos de salud bucodental y desinformación sobre las prestaciones sanitarias singulares de la edad infantil29–31.

En nuestro estudio, del mismo modo que Pinilla y González17, hemos encontrado un mayor uso en Navarra y País Vasco, comunidades pioneras en la implantación del modelo PADI, con respecto a las que no tienen este programa. También observamos que el modelo PADI mejora la accesibilidad a los servicios6,17. Muy posiblemente, la captación activa anual del paciente (talón informativo), la libre elección del profesional y el que la prestación de los servicios dentales no esté restringida a proveedores públicos, favorecen el acceso a estos servicios. En nuestro estudio, disponer de este modelo asistencial desde hace más de 10 años explica gran parte de la variabilidad observada entre comunidades autónomas en relación a su uso.

Por tanto, actualmente los grandes beneficiarios son los niños residentes en comunidades autónomas cuyo modelo PADI está consolidado por llevar funcionando más de 10 años. Resulta fácil pensar que los planes de carácter preventivo necesitan un periodo de tiempo para que la población diana se cubra en su totalidad, para que se conozca el programa, se confíe en él, se perciban las ventajas de la prevención y cambien las actitudes. Sin embargo, contrariamente a lo referido por otros autores6,17, nuestros resultados muestran que a pesar de que este modelo esté vigente e incluso consolidado, el gradiente socioeconómico sigue presente y casi no se modifica. Quizá los diferentes planteamientos metodológicos estén detrás de estas discrepancias. Los planes públicos de salud bucodental infantil, independientemente del modelo asistencial, no están consiguiendo que el gradiente socioeconómico desaparezca. La información parece no estar llegando de manera adecuada a los colectivos más desfavorecidos, o quizá sean necesarias nuevas estrategias dirigidas a modificar conocimientos o creencias de los responsables de estos niños en referencia a la salud bucodental para mejorar su participación.

Un aspecto importante y hasta ahora no estudiado en nuestro entorno es el efecto del lugar de procedencia de los progenitores sobre el uso de los servicios de salud bucodental. Los niños cuyos progenitores no son ambos españoles se comportan de modo diferente según sea el país de procedencia. Si es «países occidentales», la probabilidad de uso es semejante a la de los niños españoles (OR=0,88; IC95%: 0,51-1,53), mientras que cuando proceden de «otros» la probabilidad de uso es un 50% menor (OR=0,50; IC95%: 0,37-0,67). Éste es un aspecto preocupante si tenemos en cuenta el gran incremento de la población inmigrante en nuestro país en las últimas décadas, así como la mayor carga de enfermedad dental descrita en este colectivo5,7,32–36. En esta misma línea, estudios realizados recientemente muestran que la población inmigrante adulta también utiliza menos los servicios de salud bucodental37. Esto podría indicar que hay barreras de acceso en este colectivo, que no son legislativas, ya que actualmente se reconoce el derecho a la asistencia sanitaria a los menores de edad extranjeros en las mismas condiciones que la población española38.

A la hora de interpretar los resultados del presente estudio tenemos que considerar sus limitaciones. La información recogida en la encuesta es autorreferida de forma indirecta por un informante, lo que puede introducir un sesgo de memoria o de deseabilidad social. En relación al diseño, al ser éste transversal no es posible asumir causalidad en las asociaciones observadas. La unidad de segundo nivel analizada es la comunidad autónoma, representada por 18 de ellas. Ahora bien, como los planes de salud bucodental se implementan a nivel de comunidad autónoma, consideramos que es la agrupación que responde en mayor medida a los objetivos del estudio. Otro aspecto menos relevante es que en las variables «procedencia» e «ingresos» hubo un porcentaje considerable de valores desaparecidos que se analizaron en una categoría propia, lo que puede ocasionar problemas en el ajuste. Para minimizar el sesgo se incluyó en el análisis otro indicador de nivel socioeconómico familiar, concretamente la clase social.

Por tanto, y a modo de conclusión, el uso de los servicios de salud bucodental por la población infantil residente en nuestro país se encuentra claramente alejado de las recomendaciones, y aún es menor en los colectivos con peores hábitos de salud y posición socioeconómica más baja. La indiscutible mejoría en las prestaciones públicas gratuitas y universales implantadas en los últimos años en las diversas comunidades autónomas parece no alcanzar los hogares con mayor privación socioeconómica.