En este corto estudio, se analiza las determinantes de la atención profesional durante el parto en el Perú, utilizando la Encuesta Demográfica y de Salud Familiar (ENDES) 2015. Se utiliza un modelo de elección discreta (LOGIT) para evaluar el impacto de determinantes como la educación y lengua de la madre, número de profesionales, número de establecimiento de salud, etc. en la probabilidad de que una mujer sea atendida por un profesional durante el parto.

1. Modelos de Elección Discreta: LOGIT
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DETERMINANTES DE LA ATENCION PROFESIONAL
DURANTE EL PARTO EN EL PERU-2012
Humberto Bruno Lozada S.
Antecedentes
Una de las medidas más utilizadas para analizar el acceso a servicios de
salud es: la atención en el parto, considerada también una variable que
sirve como mecanismo eficaz para reducir la mortalidad infantil, a través
de los problemas no detectados a tiempo.
En el Perú, estudios como el de Dammert (2001), toma como variables
determinantes al acceso a servicios de salud; la edad de la madre, la
educación, la lengua materna, el índice de activos del hogar, si ve Tv al
menos una vez a la semana, si tiene un seguro público o privado, además
de variables que describen el servicio como; número de hospitales y/o
clínicas y el número de Ginecólogos y/o Obstetricias per cápita por
distrito. Mediante un modelo probit se estimó que la probabilidad
promedio de que una mujer peruana en edad fértil tenga la atención en el
parto de un profesional de la salud es igual a 81,7% en áreas urbanas y a
16,3% en áreas rurales. Por su parte, la probabilidad de atención en el
parto de un profesional, para una mujer sin educación, y otra con
educación superior, aumenta en 22% y 33% en áreas urbanas y rurales,
respectivamente.
Las variables relacionadas al acceso a servicios de salud e infraestructura
tienen un efecto significativo y positivo sobre la probabilidad de atención.
La pertenencia a un seguro público y/o privado incrementa la
probabilidad de atenderse con un profesional de salud, siendo este efecto
mayor en las zonas rurales donde la condición de estar asegurado
aumenta la probabilidad de atención en 15% respecto a las no
aseguradas. Asimismo, a medida que aumenta la infraestructura médica
per cápita en el distrito de residencia, la probabilidad de atención en el
parto con profesionales de la salud es mayor, siendo este efecto más

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pronunciado en zonas rurales donde la cobertura en servicios de salud
era mucho más reducida que en la actualidad, cabe destacar que esos
resultados concuerdan con los obtenidos por Beltran (2000) y Elio(1992)
utilizando la ENDES 1996 y 1986, respectivamente.
Marco teórico
En el presente estudio se utiliza la noción de función de producción del
hogar (Becker, 1965), en particular, la desarrollada por un bien llamado
salud o estado de salud (Grossman, 1972). Así, la salud es vista como un
bien que es demandado y producido por los consumidores. Es decir, como
un bien que brinda utilidad, el cual está determinado por el acceso a
servicios de salud que pueda tener este individuo. En esta perspectiva, el
bien salud es demandado como un bien de consumo y como un bien de
inversión, ya que al aumentar el stock de salud se reduce el peligro de
verse afectado por alguna enfermedad, en nuestro caso, la mortalidad
infantil. De esta manera, se modela la función producción de los hogares
tomando a la salud como el producto y la atención médica como uno de
sus insumos (Grossman, 1999; Zamudio, 1997).
La función de producción de los hogares requiere una serie de insumos,
algunos de los cuales tienen un efecto directo sobre la supervivencia de
los niños. Por lo tanto, la salud de un niño se ve afectada directamente por
el acceso a servicios de salud de la madre. Cabe destacar que algunos de
los insumos son parte de un proceso de decisión del hogar, mientras que
otros, como el género del niño, son considerados como variables de
control (Pants y Lillard, 1995; Wolpin, 1997).
Formalmente, tomando como base los estudios de Rosenzweig y Schultz
(1983) y Behrman y Deolalikar (1988), un hogar busca maximizar la
siguiente función de utilidad:
( )
Donde es un vector de bienes de consumo, es el estado de salud, y
es el nivel de ocio. Esta función de utilidad es continua, estrictamente

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creciente, cuasi-cóncava, y doble diferenciable en todas sus variables
explicativas. El estado de salud de cada miembro del hogar se determina
mediante la función producción h:
Donde es el acceso a los servicios de salud, y está determinada por los
siguientes variables.
Donde es el consumo de insumos relacionados a la salud por el
miembro i, la infraestructura en salud con la que se cuenta en el distrito
del individuo i, es un vector de características observables del
miembro i, son las características no observables del miembro i.
Las restricciones presupuestarias del hogar se define como:
∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑
Donde P representa los precios, V es el ingreso no laboral, w es el salario,
es el tiempo disponible, y S es el ingreso total. Así, la forma reducida de
la función de demanda de servicios de salud para el individuo i, presenta
la siguiente forma:
Del componente ∑ , tomamos a F como variable de decisión del
hogar.
Metodología y datos
1. Método de estimación:
El modelo logit

4. Modelos de Elección Discreta: LOGIT
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Por ejemplo se tiene Y (1=la madre gestante fue atendida por un
profesional durante el parto, 0= a madre gestante no fue atendida por un
profesional durante el parto) en función de si la madre tiene un seguro de
salud. Se tiene la siguiente representación del acceso a los servicios de
salud:
(1)
Para facilidad, se escribe (1) como:
Donde (2)
La ecuación 2 representa lo que se conoce como función de distribución
logística (acumulativa). Es fácil verificar que a medida que Zi se encuentra
dentro de un rango de a , Pi se encuentra dentro de un rango 0 a
1 y además Pi no está linealmente relacionado con Zi (es decir con Xi),
satisfaciendo así requerimientos que son considerados.
Si Pi, la probabilidad de que una madre gestante sea atendida por un
profesional durante el parto, está dada por la ecuación 2, entonces (1-Pi),
la probabilidad de que una madre gestante no sea atendida por un
profesional durante el parto.
(3)
(4)
Ahora Pi/(1-Pi) es sencillamente la razón de probabilidades “Odds
Ratio” a favor de ser una mujer gestante atendida por un profesional
durante el parto. Si se toma logaritmo natural de la ecuación 4, se obtiene
lo siguiente:
ln ( ) (5)

5. Modelos de Elección Discreta: LOGIT
5
Es decir, Li, el logaritmo de la razón de probabilidades no es solamente
lineal en Xi, sino también (desde el punto de vista de estimación) lineal en
los parámetros, L es llamado Logit y de aquí el nombre modelo LOGIT
para modelos como la ecuación 5.
Los efectos marginales
Hay que considerar que el modelo de probabilidades es un modelo de
regresión:
[ ] [ ] [ ]
[ ]
Es importante observar que los parámetros ( ) del modelo, como los de
cualquier modelo de regresión no lineal, no son necesariamente los
efectos marginales comunes analizados.
[ ]
{ } (6)
Donde f(.) es la función de densidad asociada a la Función de distribución
F(.), en el caso de la distribución logística:
[ ]
( )
(7)
Así en el modelo Logit:
[ ]
[ ] (8)
Para interpretar el modelo estimado, resulta útil calcular estos efectos
marginales en varios valores de x: por ejemplo en las media de los
regresoras o en otros puntos que puedan resultar de interés.
2. Los datos
Para este estudio se utilizaron dos bases de datos la Encuesta
Demográfica y de Salud Familiar 2012 (ENDES) y Encuesta a

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1. Ver Mapa Etnolinguistico del Perú (2010). (INDEPA)
Establecimientos de Salud con Funciones Obstétricas y Neonatales 2012,
ambas representativas en el ámbito nacional.
Resultados
Mediante un modelo logit se estimó que la probabilidad promedio de que
una mujer sea atendida durante el parto por un profesional es de 98.1%
en áreas urbanas y de 71.03% en áreas rurales del Perú para el año 2012.
Además, se estimó que las variables que más afectan a la decisión de
atención en el parto por un profesional de salud son diferentes entre
zonas urbanas o rurales, mientras que en la primera la educación de la
madre y el índice del número de personas por profesional de la salud son
las que más impacto tienen, en las zonas rurales vemos que casi todas las
variables del modelo afectan de manera significativa esta decisión.
Como se aprecia en el Cuadro Nº01, a medida que aumenta el nivel
educativo de la madre se produce un incremento en la probabilidad de
atención, tanto en áreas urbanas como rurales. Así, la probabilidad de
atención en el parto por un profesional de salud de una mujer con
educación superior respecto a una mujer sin educación aumenta en 5.5%
y 25.2% en áreas urbanas y rurales, respectivamente. Además el signo
negativo de la variable etnicidad muestra que las mujeres que tienen
como lengua materna una lengua nativa tienen una menor probabilidad
de atenderse con un profesional, comparadas con las mujeres que hablan
castellano o quechua, esto se debe a las mayores restricciones
socioeconómicas, difícil acceso a hospitales o centros de salud maternos,
así como barreras culturales que acentúan el temor o la desconfianza
hacia los médicos u obstetras. Se estima que son 223 194 personas que
hablan otras lenguas en el Perú, se encuentran mayormente en los
departamento de Madre de Dios, Ucayali, Amazonas y Loreto, organizados
en comunidades campesinas o nativas .
Las variables relacionadas al acceso a servicios de salud e infraestructura
tienen un efecto significativo sobre la probabilidad de atención, sin
embargo se ven signos contradictorios, mientras que el Indice de

7. Modelos de Elección Discreta: LOGIT
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Personas por Hospital (IPxH) no tiene un signo esperado, ya que a mayor
nivel de hospitales por persona se esperaría que mejore la probabilidad
de atención de un profesional durante el parto, por otro lado en el Indice
de Personas por Profesionales (IPxP), muestra que a medida que crece el
Cuadro Nº 01
Determinantes de la asistencia de un profesional durante el parto
(t-estadístico entre paréntesis)
Urbano Rural
Variables de la madre:
Seguro -0.0027 0.0394
(-0.96) (1.41)
Educación 0.0551 0.2522
(7.15) (8.81)
Intervalo de nacimiento anterior 0.0253 0.1932
(5.02) (7.11)
Lengua indígena -0.0010 -0.0432
(-3.59) (-7.19)
tiene electricidad 0.0209 0.1619
(2.79) (8.78)
Agrícola sin pago -0.0004 -0.0443
(-1.20) (-3.66)
Variables del servicio de salud:
Indice de personas por hospital 0.0086 0.2114
(1.24) (6.79)
Indice de personal por profesionales -0.0402 -0.6585
(-6.36) (-13.35)
Numero de observaciones 2492 2083
Log likelihood -402.54 -968.12
Pseudo R2 0.2572 0.2763
Fuente: ENDES (2012). Elaboración propia

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número de profesionales por persona la probabilidad de ser atendido
aumenta. Cabe recalcar que los signos que se dan en el Cuadro Nº 01 son
interpretados de manera diferente al resto, esto porque un aumento en el
nivel de estas dos variables no significa mejoría, al contrario significa que
el número de personas es mayor por profesional o por hospital.
En el gráfico Nº 01 se aprecia cómo es que la educación puede elevar la
probabilidad tanto de una persona de lengua nativa como de otra de
lengua no nativa. Aunque, se observa que existe una brecha más grande
entre personas indígenas con educación superior y con solo educación
secundaria.
Gráfico Nº 01
Probabilidad de ser atendido por un profesional según educación y
procedencia étnica
En el gráfico Nº 02 se hace una comparación de la probabilidad de ser
atendida por un profesional de salud, según el tipo de zona de residencia
.75
1
Pr(ProfPARTO)
0 .2 .4 .6 .8 1
INDIGENA
educacion básica eduación con preparatoria
educación universitaria educación postgrado

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y si la madre cuenta con seguro o no. El efecto en la probabilidad de tener
seguro es insignificante entre el área urbana o rural, sin embargo el efecto
más significativo es entre tipo de residencia.
Gráfico Nº02
Probabilidad de ser atendido por un profesional según región y si cuenta
con seguro de salud privado y/o publico
Conclusiones
 Tomando en cuenta el estudio de Dammert (2001), existe un claro
avance en materia de atención profesional durante el parto en el
Perú, en áreas urbanas la probabilidad paso de 81.7% a 98.1%
entre el 200 y 2012, respectivamente. Mientras que en áreas rurales
la evolución fue mayor, paso de 16.3% a 71.03% entre el 2000 y
2012, respectivamente.
 En el Perú la probabilidad de la asistencia de un profesional
durante el parto es de 90%, mayor que hace 12 años (51%), estas
.8.9
1
Pr(ProfPARTO)
1 1.2 1.4 1.6 1.8 2
REGION
Sin Seguro Con Seguro

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mejorías se han dado gracias a la mayor inversión en salud, y al
asistencialismo por parte del estado en las zonas más pobres del
país.
 El análisis econométrico muestra que las variables determinantes
significativas de la atención de un profesional durante el parto son;
Educación, intervalo de nacimiento anterior, lengua indígena,
servicio de electricidad, agrícola sin paga, índice de personas por
hospital y por profesionales de la salud. Uno de los resultados más
importantes es que la educación de la madre y el número de
personal profesional son las más influyentes en la mejora de la
probabilidad de atención profesional.
Recomendaciones
 Entre las recomendaciones de política que se pueden obtener de
esta investigación es reforzar el proceso de inclusión de personas
de origen étnico nativo, que debido a sus barreras culturales,
sociales y económicas se ven limitados al acceso de servicios de
salud. Estas personas se encuentran ubicadas en la región selva, y
viven organizados en comunidades campesinas o nativas.
 El otro factor crucial en la mejora e inclusión de las madres pobres,
es mediante la educación, del Gráfico Nº 01 se puede demostrar la
gran evolución en la probabilidad de atención profesional entre
mujeres con educación secundaria y educación superior, cerca del
25% más de probabilidad.