La inequidad por clase, etnia y género expresada en el desmedro*

Inequity by social class, ethnicity and gender expressed in stunting

A desigualdade por classe, etnia e gênero expressada no definhamento

Fecha de recepción: 13-01-10 Fecha de aceptación: 12-03-10

Rafael González-Guzmán**

Juan José García-García***

Aline Tinoco-Marquina****

* Los datos analizados en esta publicación provienen de la Encuesta Nacional de Salud y Nutrición 2006, diseñada y conducida por el Instituto Nacional de Salud Pública, México.

** Maestro en Medicina Social. Coordinador de Enseñanza, Departamento de Salud Pública, Facultad de Medicina, Universidad Nacional Autónoma de México. Correspondencia: Facultad de Medicina, Universidad Nacional Autónoma de México, Ciudad Universitaria, Circuito Escolar s/n, CP 04340. Coyoacán, Distrito Federal, México, DF México. Correo electrónico: rgcs@servidor.unam.mx.

***Maestro en Ciencias Sociomédicas (epidemiología). Profesor, Departamento de Salud Pública, Facultad de Medicina, Universidad Nacional Autónoma de México. Correo electrónico: garciajj@yahoo.com.mx.

**** Licenciada en Nutrición. Profesora, Departamento de Salud Pública, Facultad de Medicina, Universidad Nacional Autónoma de México. Correo electrónico: tinocoaline@gmail.com.

Resumen

Objetivo: conocer la repercusión de la inequidad por clase, etnia y género en el crecimiento y la prevalencia de desmedro. Material y métodos: se realizó un estudio de cohortes retrospectivas construidas con información de la Encuesta Nacional de Salud y Nutrición de 2006, comparando la estatura y la prevalencia de desmedro, por clase social, género y etnia. Resultados: se encontraron diferencias estadísticamente significativas en estatura y desmedro, según nivel socioeconómico, alfabetismo, escolaridad, hablar lengua indígena, cohorte de nacimiento y sexo. Conclusiones: los datos de Ensanut 2006 muestran desigualdades en la estatura y prevalencia de desmedro que se han acentuado a lo largo de los últimos años; dichas desigualdades son expresión de inequidades sociales por etnia, clase y por género.

Palabras clave autor: estatura, identidad de género, desigualdades en salud, etnia, clase social, desnutrición.

Palabras clave descriptor: estatura, estudio de casos, identidad sexual, desigualdad social, influencia.

Abstract

Objective: To ascertain the impact of inequality by social class, ethnicity and gender on growth in stature and the prevalence of stunting. Material and Methods: A retrospective cohort study was constructed with information from the National Health and Nutrition Survey, 2006, comparing the average height and the prevalence of stunting, according to indicators of social class, gender and ethnicity. Results: Statistically significant differences were found in stature and stunting, according to socioeconomic status, literacy, schooling, ethnicity, the birth cohort and gender. These differences become larger in more recent birth cohorts. Conclusions: Data from survey show inequalities in the prevalence of stunting that has been accentuated over the years, these inequalities express of social inequalities by ethnicity, class and gender.

Key words author: Body Heigth, Gender Identity, Health Inequalities, Ethnic Groups, Social Class, Malnutrition.

Key words plus: Stature, Gender Identity, Social Inequality, Influence.

Resumo

Objetivo: conhecer a repercussão da desigualdade por classe, etnia e gênero no crescimento e a prevalência do definhamento. Material e métodos: realizou-se um estudo com informação da Pesquisa Nacional de Saúde e Nutrição de 2006, comparando a estatura e a prevalência do definhamento, por classe social, gênero e etnia. Resultados: encontraram-se diferenças estatisticamente significativas em estatura e definhamento, de acordo com o nível socioeconómico, alfabetismo, escolaridade, falar língua indígena e sexo. Conclusões: os dados de Ensanut 2006 mostram desigualdades na estatura e prevalência de definhamento que se acentuaram ao longo dos últimos anos; essas desigualdades são expressão de inequidades sociais por etnia, classe e por gênero.

Palavras chave autor: estatura, identidade de gênero, desigualdades em saúde, etnia, classe social, desnutrição.

Palavras chave descritor: estatura, estudo de casos, identidade sexual, desigualdade social, influência.

México es el país de la desigualdad. Salta a la vista la desigualdad monstruosa de los derechos y las fortunas. La piel más o menos blanca decide la clase que ocupa el hombre en la sociedad (Alexander Von Humboldt, citado por Eduardo Galeano, en Espejos, una historia casi universal. México: Siglo XXI; 2008, p. 186).

1. Introducción

En México muchas desigualdades epidemiológicas de origen social permanecen ocultas debido a que en los sistemas de información en mortalidad y morbilidad se recolecta la información sin considerar la situación que ocupan las personas dentro de las relaciones sociales. Contamos, sin embargo, con algunos indicadores de que la población mexicana tiene, como otras tantas sociedades latinoamericanas, grandes desigualdades epidemiológicas de origen social. Por ejemplo, las diferencias regionales en la estructura de mortalidad, mortalidad materna o morbilidad tienen un componente social indudable que, sin embargo, no se ha estudiado lo suficiente. Para aquellos interesados en dar visibilidad a los procesos de determinación social de los problemas de salud y las desigualdades epidemiológicas a que frecuentemente conducen, resulta un reto estudiar aquellos elementos empíricos proporcionados por las pocas fuentes disponibles que contribuyan a dar información sobre estos procesos. El presente trabajo se inscribe en esta búsqueda.

Las posturas tradicionales de origen europeo, como las de Whitehead (1), denominan como inequidades a aquellas desigualdades en salud que tienen origen social y son injustas. En una dirección semejante, Michael Marmot, presidente de la Comisión de Determinantes Sociales de la Organización Mundial de la Salud (OMS), ha puesto en el centro que detrás de las inequidades en salud está la injusticia, por lo cual "la justicia social es una cuestión de vida o muerte" (2). En este estudio nos basaremos en la conceptualización que sobre esta problemática hacen Jaime Breilh y otros autores latinoamericanos. En esta conceptualización se establece la existencia de una "triple inequidad" (por clase, etnia y género) que es propia de sociedades organizadas con base en una distribución desigual de la riqueza y del poder; las desigualdades epidemiológicas originadas por la sociedad son una evidencia empírica de dicha "triple inequidad" (3). De acuerdo con Breilh, veremos a la desigualdad epidemiológica como una expresión observable típica y grupal de la inequidad en una característica o medida de salud, que en este estudio serán las diferencias en la estatura y la prevalencia de desmedro.

Desde esta perspectiva, tomamos de la Ensanut 2006, diseñada y conducida por el Instituto Nacional de Salud Pública de México, información sobre algunos indicadores empíricos de la clase social, la etnia y el género, y analizamos si se asocian con una medida física que es la estatura final alcanzada por los adultos tras el proceso biosocial multideterminado que es el crecimiento, así como la existencia de desmedro (definido como aquella condición en la que existe un déficit de crecimiento). Si bien el desmedro en un individuo puede obedecer a distintas causas biológicas y sociales, genéticas y ambientales, consideramos, retomando a Waterlow (4: 231), que a nivel poblacional, el desmedro tiene como causa más importante una alimentación deficiente, y ésta a su vez es resultado de una determinación social, es decir, de las formas a través de las cuales las personas se relacionan entre sí para producir los bienes necesarios para su vida y para distribuir las cargas y beneficios derivados de ello. Consideraremos, entonces, basados en la conceptualización de Laurell (5), que el desmedro es un hecho biológico y a la vez social (esto es, no natural) y con Waterlow (4: 235), caracterizamos este hecho como un problema, y no como "adaptación", en la medida en que trae aparejados problemas en el desarrollo de capacidades y potencialidades, así como una mayor vulnerabilidad a enfermedades (6).

Existen antecedentes de trabajos en México y otros países que han mostrado una relación entre la prevalencia de desmedro en niños con distintos indicadores de "nivel" o "estado" socioeconómico, con la pertenencia a distintos grupos étnicos (7,8), o haciendo una comparación entre regiones socialmente distintas (9-12). Uno de ellos se realizó comparando, de manera transversal, la prevalencia de desmedro y emaciación en niños, con base en datos de la Encuesta Nacional de Nutrición de 1999 (13). Existen también estudios que han mostrado diferencias en la prevalencia de desmedro según sexo en niños menores de cinco años; esto ha hecho surgir hipótesis de tipo biológico sobre su origen (14). Sin embargo, para población mexicana no encontramos un análisis de datos de las encuestas nacionales de salud sobre la estatura y prevalencia de desmedro en adultos.

El presente estudio pretende, entonces, investigar la posible asociación e interacción de las tres formas de inequidad con la estatura en el grupo de adultos de 20 o más años, agrupándolos por cohortes de nacimiento que a su vez expresarán las condiciones que cada una de éstas tuvo en el momento en que adquirió su estatura máxima (proceso que se desarrolla entre los 0 y los 20 años).

2. Material y métodos

Se usó la base de datos de adultos de la Ensanut 2006, misma que se basa en un muestreo probabilístico, polietápico, estratificado y por conglomerados, mediante el cual se obtuvo información de 45.241 personas de 20 años o más. De ellos en 33.495 se realizó medición de estatura. Se usó la información sobre sexo (clasificado como masculino o femenino) como referente o indicador proxy de la variable género. Es claro, de acuerdo con lo planteado por Krieger (15), que sexo y género actúan de manera distinta, solos o combinados, en la génesis de las enfermedades, por lo que es importante señalar que al tomar sólo el dato de sexo se hace una reducción de la capacidad explicativa de la variable estudiada. La información sobre hablar lengua indígena (sí o no) se usó como referente de pertenencia a un grupo étnico indígena; y el nivel socioeconómico, la escolaridad (ciclo escolar terminado de ninguno a posgrado) y el alfabetismo (sí o no) se usaron como referentes de la variable clase social. En el caso del "nivel socioeconómico" proporcionado en la encuesta cabe señalar que es una variable construida por los diseñadores de Ensanut 2006:

… a través de un índice de componentes principales, a partir de variables sobre las condiciones de la vivienda y la posesión de enseres domésticos y otros bienes, incluidas en el cuestionario de hogar, tales como el número de aparatos eléctricos en la casa (televisión, radio, videocasetera, teléfono, computadora), el número de habitaciones en el hogar (sin contar baño, cocina ni pasillos), la posesión de refrigerador, estufa de gas y lavadora, y los materiales de construcción en piso y techo (16).

Los indicadores seleccionados, entonces, nos darán una información aproximada de las diferencias en estatura y desmedro según el género (examinado sólo en su aspecto más grueso de pertenencia a un sexo y no tanto en las formas específicas que adopta la conformación social del género), la etnia y la clase social (de la cual apenas se tiene un acercamiento, en función de propiedad de bienes y nivel de estudios dado que la mayoría de los estudios epidemiológicos tienen un acercamiento basado en construir "niveles" o "clases" sociales en función de indicadores para los cuales se establecen puntos de corte, y no por el papel que ocupan dentro de la división social del trabajo y las formas a través de las cuales participan en la riqueza y el poder) (17).

La Encuesta Nacional es un estudio de tipo transversal; sin embargo, es posible reconstruir las historias de crecimiento de las personas de manera retrospectiva, en función de conocer su edad y su estatura. Formamos así grupos decenales "retrospectivos" en función de la fecha de nacimiento. De esta manera, examinamos información de ocho cohortes decenales de los 20 a los 99 años, mismas que nos estarían dando información sobre la estatura promedio y la prevalencia de desmedro en una población que experimentó su crecimiento en un periodo que va de 1907 (para la primera cohorte) a 2006 (para la última cohorte). Partimos de que el crecimiento abarca de los 0 a los 20 años. La edad de 20 años es el punto de mayor estatura establecido en las tablas de estatura para la edad del Centro de Control de las Enfermedades (CDC) de Estados Unidos de América 2000, mismas que usamos como población de referencia. Calculamos el promedio de estatura de cada "cohorte" decenal y la prevalencia de desmedro que expresarán lo ocurrido en periodos de 30 años, traslapados entre sí de 1907 a 2006. Aunque no es común que se use el término desmedro para estatura en adultos, aquí lo usamos en el sentido de identificar que son personas que, durante y al final de su periodo de crecimiento, estuvieron por debajo del percentil 5 de la población de referencia, o sea, lo usamos como dato de algo que sucedió a cada persona y grupo en el pasado.

El uso de este patrón de referencia resultó en altas prevalencias de desmedro, cosa que no objeta el uso de estas tablas, pues siguiendo la lógica de Waterlow, "Una referencia debe ser neutra, no debe implicar juicios de valor y ha de actuar simplemente como una vara de medir con la que establecer comparaciones" (4: 235). Consideramos además que, como señalan varios autores (18), la estatura tiende a disminuir entre uno y dos centímetros por década después de los 65 años; sin embargo, al calcular la prevalencia de desmedro ajustando la estatura de los mayores de 65 años, según ese criterio no encontramos diferencias mayores, por lo que optamos por no ajustar esta medida.

Se usó el ponderador de adultos proporcionado por Ensanut 2006 para el cálculo del promedio de estatura y la prevalencia de desmedro, y se establecieron comparaciones entre las distintas cohortes, para lo cual se consideraron los indicadores antes mencionados correspondientes a las variables de género, etnia y clase social. Dada la covariación entre dichos indicadores, recurrimos a realizar regresión lineal y logística usando la estatura y la presencia de desmedro como variables dependientes. En todos los casos usamos el programa de análisis para muestras complejas proporcionado en el paquete Stadistical Package for the Social Science (SPSS), y empleando los ponderadores de la base de datos de adultos de la Encuesta Nacional de Salud y Nutrición (Ensanu t) 2006, y reportando la estimación de la expansión poblacional de la muestra.

3. Resultados

3.1. Características generales de la muestra

La muestra de 45.241 personas de 20 o más años tiene un ligero predominio femenino, con un promedio de edad de 42,2 años. El 6,8% de las personas refirieron hablar alguna lengua indígena. La distribución de las personas según cohorte de nacimiento fue de una proporción progresivamente menor conforme el avance en edad. Los estimados de los indicadores estudiados, sus intervalos de confianza al 95% (IC 95%) y la expansión de población se presentan en el cuadro I.

En cuanto al nivel socioeconómico encontramos una mayor frecuencia de los quintiles de bajo ingreso. Así, el 51% de las personas se encuentran en los dos primeros quintiles, mientras que los quintiles 4 y 5 apenas tuvieron a un 17,7% de la muestra. Cabe señalar que la proporción de personas en los quintiles bajos tiende a ser más frecuente en los extremos de la vida adulta, mientras que los quintiles intermedios y altos tienden a ser más frecuentes en las etapas medias de la vida adulta (fenómeno que se ha encontrado en otros estudios) (19).

Encontramos que las personas que hablan lengua indígena más frecuentemente se encuentran en los quintiles de ingreso bajos, mientras que su participación en el quintil más alto, el 5, es muy baja (0,5%) Finalmente, encontramos que hablar lengua indígena es un poco más frecuente en las cohortes de edad mayor e intermedia que en las cohortes más jóvenes (de 20 a 40 años de edad).

3.2. La estatura

Existe una diferencia importante en la estatura promedio entre personas que hablan lengua indígena y las que no lo hacen. En el caso de los hombres, estas diferencias se hacen más grandes en las cohortes recientes (8,6 cm de diferencia en la cohorte de 20 a 29 años) que en las de mayor edad (1,7 cm en la cohorte de 90 a 99 años). En el caso de las mujeres encontramos tendencias semejantes (8,1 cm de diferencia en la cohorte de 20 a 29 años y 0,8 cm en la cohorte de 90 a 99 años). En el gráfico 1 se observa el comportamiento de la estatura promedio según cohortes de nacimiento y hablar lengua indígena en hombres y mujeres.

Al comparar la estatura promedio del grupo de nivel socioeonómico bajo (primeros cinco deciles) con el de nivel alto (cinco deciles superiores) encontramos diferencias en todas las cohortes según edad (por cierto, menos marcadas que en la comparación entre quienes hablan lengua indígena y quienes no lo hacen). Tanto en el caso de los hombres como en el de las mujeres, el límite inferior del intervalo de confianza del nivel socieoconómico alto fue siempre mayor que el límite superior del intervalo de confianza del nivel socioeconómico bajo (con excepeción de la cohorte de entre 90 a 99 años, tal vez por el pequeño tamaño de este grupo en la encuesta).

Al realizar un procedimiento de regresión lineal, tomando como variable dependiente el promedio de estatura en hombres y luego en mujeres, y como variables independientes edad, nivel socioeconómico, alfabetismo, nivel de escolaridad y hablar lengua indígena, se encontró que la adición de cada una de estas últimas variables al modelo aumenta la r cuadrada, siendo de 0,200 (p<0,000) en mujeres y de 0,172 (p < 0,000) en hombres, como se muestra en el cuadro 2.

3.3. El desmedro

La prevalencia de desmedro (proporción de personas por debajo del percentil 5 de la estatura para la edad) tuvo un claro comportamiento descendente desde las cohortes de mayor edad a las de menor edad. Sin embargo, como sucede con otras tantas medidas epidemiológicas en México, este descenso es una mezcla de situaciones polares bien distintas. De esta forma, las personas que hablan alguna lengua indígena presentaron prevalencias más altas, y un descenso considerablemente menor a lo largo de las cohortes de edad, que las personas que no hablan lengua indígena. En el gráfico 2 se muestra cómo disminuyó de manera diferencial la prevalencia aumentando la desigualdad.

Un fenómeno semejante se observa cuando se comparan las prevalencias de desmedro dividiendo la muestra en dos grupos según su nivel socioeconómico (deciles 1 al 5 o deciles 6 al 10). Las prevalencias tienden a descender de manera diferencial aumentando la brecha entre ambos sectores, de 75,9 a 19,9% en el nivel alto y de 89,8 a 41,5% en el nivel bajo (expansión de la muestra con ponderador: nivel socioeconómico bajo N = 33 742 596. Nivel socioeconómico alto N = 9 652 541)

En cuanto a la prevalencia según sexo, observamos la existencia de diferencias de una magnitud mucho menor, siendo el desmedro un poco más frecuente en mujeres que en hombres.

Para controlar la posible confusión que genera la covariación de los valores de las variables independientes realizamos regresión logística binomial. Si bien en este caso los odds ratio (OR) obtenidos tienden a sobrestimar de manera importante la razón de prevalencias, dada la alta prevalencia del desmedro, nos permitieron, sin embargo, establecer la existencia de asociación y significancia estadística de cada variable con el desmedro. Se encuentra así que el desmedro está asociado con hablar lengua indígena, que conforme mayor es la cohorte de nacimiento aumenta progresivamente la prevalencia, y que a medida que disminuye el quintil de nivel socioeconómico aumenta el OR de desmedro. El analfabetismo y la escolaridad descendente aumentan el OR de desmedro. Cuando bajamos el punto de corte para la variable dependiente, del percentil 5 al 3, o al 1, encontramos que se mantienen prácticamente las mismas asociaciones. Y cuando incluimos en el modelo la prevalencia de desmedro en percentil 5 o menos, calculado sobre la estatura ajustada considerando su disminución por edad (1 mm por año a partir de los 65), los valores en el modelo fueron casi los mismos. En el cuadro 3 se muestran los resultados del modelo tomando el desmedro como estatura en el percentil 5 o menor. El modelo usando las cuatro variables obtuvo una R2 de 0,160.

4. Discusión y conclusiones

Tanto la estatura promedio como la prevalencia de desmedro se distribuyen claramente de manera desigual, según el hablar lengua indígena, el nivel socioeconómico, la cohorte de nacimiento, y en menor proporción, el sexo. Las diferencias observadas en estatura y prevalencia de desmedro en las distintas "cohortes" nos hablan de que, a lo largo del periodo estudiado, la estatura promedio ha aumentado, y como consecuencia, la prevalencia de desmedro ha disminuido. Sin embargo, las desigualdades en estatura promedio y en la prevalencia de desmedro en el periodo retrospectivamente estudiado, lejos de disminuir, han aumentado. Encontramos así que la brecha en la prevalencia de desmedro entre personas que hablan lengua indígena y el resto, antes que disminuir, se ha abierto, puesto que al parecer la mejora en las personas que hablan lengua indígena ha sido muy pequeña en comparación con las demás. Un comportamiento semejante ocurre con el nivel socioeconómico, en el que la brecha entre quintiles bajos y altos también se ha ampliado, aunque no en el mismo grado que con la variable hablar lengua indígena. En cuanto al sexo, encontramos que, a diferencia del grupo de escolares (estudiado también en la Ensanut), entre las personas de 20 y más años el desmedro es más frecuente en las mujeres que en los hombres. Cabe señalar que, siendo Ensanut 2006 un estudio transversal, los grupos retrospectivamente estudiados no son una muestra aleatoria de las cohortes reales que crecieron en esos periodos, dado que es posible un sesgo de selección en la medida en que las personas con mayor desmedro en la infancia tienen a su vez una mayor probabilidad de morir. Sin embargo, pensamos que este sesgo no afecta considerablemente los resultados expuestos.

Puesto que el desmedro es la resultante de la acción de elementos genéticos, y sobre todo ambientales, muy en especial de ciertas de carencias nutricionales que actúan en el periodo de crecimiento —esquematizadas, por ejemplo, por Fongilio (19)—, y como dichas influencias ambientales están sometidas a formas de determinación por procesos sociales a los que están articuladas, las desigualdades observadas en estatura y prevalencia de desmedro son, siguiendo la conceptualización de Krieger (20), formas de incorporar (hacerse cuerpo) aquellas relaciones de propiedad y de poder de las que se derivan formas distintas de distribuirse las cargas y beneficios de vivir en sociedad, en función de su inserción en dichas relaciones; esto es, dichas desigualdades epidemiológicas en estatura y prevalencia de desmedro son expresión de una sociedad organizada con base en la inequidad por clase social, por etnia y por género. Sobre las dos primeras, la inequidad por clase y por etnia, cabe resaltar que los resultados encontrados muestran que la una no es reducible a la otra y que ambas se expresan solas o en conjunto en grandes segmentos de la población. Consideramos que es importante examinar estas y otras desigualdades epidemiológicas, más allá del empirismo, tratando de develar las inequidades sociales que las producen, para poder actuar sobre ellas.

Referencias

1. Whitehead M, Göran D. Concepts and principles for tackling social inequities in health: Levelling up Part 1, y Levelling up (part 2): a discussion paper on European strategies for tackling social inequities in health. WHO Collaborating Centre for Policy Research on Social Determinants of Health University of Liverpool, WHO Europe. 2006.        [ Links ]

2. Organización Mundial de la Salud, Comisión de Determinantes Sociales de la Salud. Subsanar las desigualdades en una generación. Ginebra: OMS; 2009.        [ Links ]

3. Breilh J. Epidemiología crítica. Buenos Aires - Quito: Editorial Lugar; 2003. p. 214-24.        [ Links ]

4. Waterlow JC. Malnutrición proteico-energética. Publicación científica 555, OPS OMS. Washington DC. 1996.        [ Links ]

5. Laurell AC. Sobre la concepción biológica y social del proceso salud enfermedad. En: Rodríguez MI. coordinador. Lo biológico y lo social. Serie Desarrollo de Recursos Humanos No. 101. OPSOMS. 1994.        [ Links ]

6. Wheeler PG, Bresnahan K, Shephard BA, Lau J, Balk EM. Short Stature And Functional Impairment. A Systematic Review. Arch Pediatr Adolesc Med. 2004; (158): 236-43.        [ Links ]

7. Bustos P, Amigo H, Muñoz S, Martorell R. Growth in Indigenous and Nonindigenous Chilean Schoolchildren From 3 Poverty Strata. Am J Public Health. 2001; 91: 1.645-9.        [ Links ]

8. Ulijaszek SJ. Secular trends in growth: the narrowing of ethnic differences in stature. Nutrition Bulletin. 2001; 26(1):43-51.        [ Links ]

9. World Health Statistics 2008. OMS.        [ Links ]

10. Sánchez-Pérez HJ, Hernán MA, Ríos-González A, Arana-Cedeño M, Navarro A, Ford D, Micek MA, Brentlinger P. Malnutrition Among Children Younger Than 5 Years-Old in Conflict Zones of Chiapas, Mexico. Am J Pub Health. 2007; 97 (2): 229-32.        [ Links ]

11. Reyes Pérez-Cuevas R, Sandoval A, Castillo R, Santos JI, Douvoba S, Gutiérrez G.. The family as a determinant of stunting in children living in conditions of extreme poverty: a case-control study. BMC Public Health. 2004; 4-57.        [ Links ]

12. Frongillo E, Onis M, Hanson K. Socioeconomic and demographic factors are associated with worldwide patterns of stunting and wasting of children. J Nutr. 1997; 127: 2.302-9.        [ Links ]

13. Rivera J, Monterrubio E, González-Cossío T, García-Feregrino R, García-Guerra A, Sepúlveda- Amor J. Nutritional status of indigenous children younger than five years of age in Mexico: Results of a National Probabilistic Survey. Salud Pública Mex. 2003; 45, S4: 466-76.        [ Links ]

14. Wamani H, Astrøm AN, Peterson S, Tumwine JK, Tylleskär T. Boys are more stunted than girls in Sub-Saharan Africa: a meta-analysis of 16 demographic and health surveys. BMC Pediatr 2007; Apr 10; 7: 17.        [ Links ]

15. Krieger N. Genders, sexes and health: what are the connections-and why does it matter? International Journal of Epidemiology. 2003; 32:652-7.        [ Links ]

16. Palma O, Shama T, Franco A, Olaiz G, Méndez I. Metodología. En: Olaiz-Fernández G, Rivera-Dommarco J, Shamah-Levy T, Rojas R, Villalpando-Hernández S, Hernández Ávila M, Sepúlveda-Amor J. Encuesta Nacional de Salud y Nutrición 2006. Cuernavaca: Instituto Nacional de Salud Pública, 2006. p. 122-3.        [ Links ]

17. Bronfam, M. Como se vive se muere, Familia, redes sociales y muerte infantil. Buenos Aires – México: El Lugar – CRIM (UNAM); 2000. p. 13-33.        [ Links ]

18. Perissinotto E, Pisent C, Sergi G, Grigoletto F, Enzi, G. Anthropometric measurements in the elderly: age and gender differences, British Journal of Nutrition. 2002; 87, 177-86.        [ Links ]

19. Selby H, Murphy A, Lorenzen S, Cabrera I, Castañeda A, Ruiz I.. La familia en el México urbano, mecanismos de defensa frente a la crisis. México: Conaculta, Serie Regiones; 1994. p. 159-78.        [ Links ]

20. Krieger N. Theories for social epidemiology in the 21st century: an ecosocial perspective. Int. J. Epidemiol. 2001; 30: 668-77.        [ Links ]