Introducción
En el Perú, los programas de complementación alimentaria (PCA) forman parte del Plan Nacional de Seguridad Alimentaria y Nutricional, cuyo objetivo es garantizar el acceso a alimentos nutritivos, preferentemente, a toda persona en situación de vulnerabilidad o pobreza 1. Como parte de esta estrategia nacional destacan dos programas: Vaso de Leche (VDL) y el Programa Nacional de Alimentación Escolar Qali Warma (QW). El primero tiene como prioridad a niños de cero a seis años, madres gestantes y en periodo de lactancia, además de niños de siete a trece años, adultos mayores y personas con tuberculosis 2. El segundo está diseñado para proporcionar apoyo a niños del nivel inicial, a partir de los tres años, así como del nivel primario y secundario de instituciones educativas públicas en Perú 3.
Asegurar alimentos nutritivos para los niños menores de cinco años es crucial. La ingesta alimentaria de los niños en edad preescolar en el hogar puede verse afectada por las condiciones socioeconómicas desfavorables 4; sin embargo, para comprender su calidad dietética, es relevante considerar el entorno educativo. Se ha visto que una dieta cardiosaludable pobre es brindada sin diferencias entre el hogar y el entorno educativo 5. La exposición de niños menores de cinco años a entornos de inseguridad alimentaria incrementa el riesgo de hábitos de alimentación no saludables en la adultez 6, además, incrementa el riesgo de enfermedades cardiovasculares, especialmente en varones adultos 7.
La seguridad alimentaria busca garantizar ese derecho con el consumo de productos de calidad, para reducir la desigualdad de acceso a alimentos entre subgrupos poblacionales 8. En Perú, en el 2021, el 61,4 % de los usuarios de VDL fueron menores de seis años, de los cuales la mitad residía en el área rural 9. Por otro lado, el 50,6 % de niños de tres a once años que asistieron a una escuela estatal se beneficiaron del programa QW 10, y de estos, 73,1 % vivía en zonas rurales 11. Dichas cifras reflejan que no se estaría alcanzando una distribución equitativa en toda la población objetivo, entre ellos los niños de cinco años o menos, en quienes promover la seguridad alimentaria es fundamental.
Se han realizado diversos estudios a fin de comprobar la correcta focalización de estos programas. En 2003, un estudio basado en datos de la Encuesta nacional de hogares (Enaho) realizó la caracterización del programa VDL y encontró que un 27 % de beneficiarios eran no pobres, mientras que el 36 % de hogares pobres extremos no eran beneficiarios 12. En 2018, un estudio describió a la población beneficiaria de VDL de la Municipalidad de San Ignacio (Cajamarca) y encontró que el 52 % tenía recursos económicos 13.
Un problema similar se observa en el programa QW. En el 2017, un estudio evaluó su implementación en un distrito de Cusco y encontró que no se evaluaba el porcentaje de cobertura ni se registraba el nivel de asistencia y permanencia escolar, por lo que no se conocía con certeza si la cobertura era adecuada 14. Así mismo, datos de las Enaho del 2015 al 2018 muestran que QW tuvo un impacto positivo en la salud de los niños beneficiarios, pero que el efecto no se observó en niños pobres 15.
El propósito de ambos programas es brindar asistencia alimentaria a las poblaciones objetivo y, por lo tanto, se debe garantizar un control estricto sobre los beneficiarios y el proceso de distribución de alimentos a nivel nacional. Esto plantea las siguientes preguntas: ¿cuáles son las principales características que determinan si un niño menor de cinco años es beneficiario de VDL y QW? y, a escala nacional y en condiciones rutinarias, ¿estos programas están llegando a su público objetivo (específicamente a niños menores de cinco años)? Ante esta problemática, este estudio intenta determinar la proporción de niños menores de cinco años que son beneficiarios de los programas VDL y QW en función de algunas características sociodemográficas, a partir de datos de la Encuesta demográfica y de salud familiar (Endes) del 2022 en el Perú.
Materiales y métodos
Diseño y población de estudio
Se realizó un estudio de fuente secundaria basado en la Endes aplicada en el Perú entre enero y diciembre del 2022. Esta tuvo un diseño muestral bietápico y probabilístico, con estimaciones representativas de la población del Perú: sus 24 departamentos y la provincia constitucional del Callao, los ámbitos urbano y rural y sus regiones naturales (Lima Metropolitana, resto de Costa, Sierra y Selva). De 38 105 mujeres de 12 a 49 años elegidas, se obtuvo 35 787 entrevistas completas (respuesta de 93,9 %); y de 22 424 niños de cinco años o menos seleccionados para la antropometría, se estudió a 21 995 (respuesta de 98,1 %).
La Endes tuvo como población objetivo a mujeres de 12 a 49 años y sus hijos menores de cinco años residentes de la vivienda seleccionada; también se incluyó a aquellas que pernoctaron en la vivienda la noche anterior al día de la entrevista, aunque no fueran residentes habituales. En este estudio, los criterios de inclusión fueron 1) mujer de entre 15 y 49 años que vive con hijo(a) de cinco años o menos, 2) niño(a) con medición de datos antropométricos completos y 3) madres que hayan respondido las preguntas que buscaron medir la cobertura de los programas VDL (submuestra 1) y QW (submuestra 2). En función del último criterio de selección, fueron definidos dos grupos de estudio.
Cobertura de los programas de complementación alimentaria
La Endes cuenta con una sección de programas sociales alimentarios que tiene como objetivo determinar el acceso de los beneficiarios a algún programa social de ayuda alimentaria o nutricional, considerando al menos a un miembro del hogar. La encuestadora realiza las preguntas a la mujer, en el caso de este estudio, madre de los niños menores de cinco años.
Respecto a nuestro análisis, la Endes del 2022 recoge la información con dos preguntas para cada programa: 1) ¿Algún miembro de su hogar recibe ayuda alimentaria o nutricional del Programa Social Vaso de Leche? (variable QH101), y 2) ¿(NOMBRE) recibe en la escuela o colegio desayuno y/o almuerzo del Programa Nacional de Alimentación Escolar Qali Warma? (variable PS109_1R). Las respuestas fueron recogidas con las siguientes categorías de respuesta: "sí", "no", y "no sabe/no recuerda". Para fines del estudio, cada variable fue recategorizada en una variable dicotómica ("sí" o "no"). No hubo participantes que respondieran "no sabe/no recuerda".
Variables y mediciones
Se estudiaron tres grupos de variables para caracterizar la cobertura de QW y VDL. Dentro de las características del niño se incluyó sexo (variable B4), medido como "masculino" o "femenino"; edad (variable HC1), medida en meses (recategorizada en "0 a 11", "12 a 35" y "36 a 59 meses"); controles prenatales (variable M14), equivalentes al número de controles y una opción de "no sabe", variable que se recategorizó en "sin controles", "1 a 5" y "≥ 6 controles" (se consideró como datos perdidos aquellos con respuesta "no sabe") 16; parto a término, que fue medido como "sí" o "no" a partir de la variable "duración del embarazo" (variable QS220A) (se consideró "sí" cuando la duración fue de nueve meses); parto por cesárea (variable M17), medido como "sí" o "no"; peso al nacer (variable M18), medido en gramos, también incluye las categorías "no se pesó al nacer" y "no sabe" (fue recategorizada en tres grupos: <2500, 2500 a <4000 y ≥4000 g; se consideró como datos perdidos aquellos con respuesta "no se pesó al nacer" y "no sabe").
La Endes determinó la desnutrición crónica infantil (DCI) como aquellos niños menores de cinco años que presentaron un puntaje Z de talla para la edad (variable HW70) menor a -2 desviaciones estándar (< -2 DE) de la mediana según la referencia de crecimiento infantil establecida por la Organización Mundial de la Salud (OMS). Las categorías fueron sin desnutrición (HW70 ≥ -2 DE), desnutrición moderada (-3 DE ≥ HW70 < -2 DE) y severa (HW70 < -3 DE), luego se recategorizó la variable de manera dicotómica (presencia o ausencia). Los procedimientos e insumos para la medición de la talla se encuentran en el manual del antropometrista y de la entrevistadora 17,18. Los antropometristas fueron previamente capacitados en las técnicas antropométricas según la norma técnica nacional 19.
El segundo grupo de variables fueron las características de la madre: nivel educativo (variable V106), recategorizada en "sin educación-primaria", "secundaria" y "superior"; edad (variable V012), medida en años, la cual, según los criterios de inclusión, se recategorizó en tres grupos: "15 a 24", "25 a 34", "35 a 49"; estado civil (variable V501), medido con las categorías "casada", "viviendo juntos", "nunca casada", "viuda", "divorciada", "no viven juntos", que luego se recategorizó en "unida" (casada, viviendo juntos) y "no unida" (para las demás categorías); condición laboral actual (variable V714), medida como "sí trabaja" o "no trabaja"; pertenencia a grupo étnico (variable V131), recategorizada en "no" cuando respondió "castellano", "portugués" u "otra lengua extranjera", y "sí" para las demás categorías.
El tercer grupo de variables fueron las características del hogar e incluyó lugar de residencia ("urbano" o "rural"); índice de riqueza en quintiles con las categorías "más pobre", "pobre", "medio", "rico", "más rico"; y departamento, que consideró como categorías de respuesta los 24 departamentos y una provincia constitucional. Las variables identificadas se seleccionaron según la revisión de la literatura 20-23.
La Endes recoge la información de las variables señaladas mediante entrevistas cara a cara realizadas en las viviendas seleccionadas. Los datos fueron registrados en un aplicativo informático por la entrevistadora y el personal antropometrista, ambos profesionales de salud.
Análisis estadístico
Al considerar el muestreo complejo de la Endes, se decidió aplicar las variables V001 (conglomerado), V022 (estrato) y V005 (factor de ponderación mujer), esta última dividida por 1 000 000, para obtener el peso muestral.
El análisis se realizó en dos submuestras definidas por los criterios de inclusión con el comando "svy" del programa Stata, versión 16. Cada submuestra estuvo constituida por hijos de cinco años o menos con datos completos para la antropometría y cuyas madres fueron consultadas y tuvieron datos completos sobre recibir el programa VDL o QW.
Se realizó el análisis descriptivo para cada submuestra definida y se estimaron la proporción ponderada, el error estándar (EE) y el intervalo de confianza al 95 % (IC 95 %) de la cobertura de cada programa, así como la caracterización según variables de estudio. Además, para explorar a nivel ecológico la independencia en la implementación departamental de ambos programas, realizamos un análisis de correlación con el coeficiente de Rho de Spearman, tomando como dato la proporción ponderada por departamento de las coberturas de VDL y QW.
En el análisis bivariado, se consideró como variable dependiente ser o no beneficiario del programa social, y se comparó la proporción de ser beneficiario según estratos de las variables independientes mediante la prueba chi cuadrado de Pearson con corrección de Rao y Scott de segundo orden. Este análisis fue realizado para cada submuestra del estudio.
El análisis multivariado fue realizado mediante una regresión log-binomial de la familia de modelos lineales generalizados 24. Este modelo utiliza una función de enlace log para asociar una variable de resultado binario ―beneficiario o no ser beneficiario de un programa social― al conjunto de variables explicativas, que en este análisis fueron las seleccionadas para caracterizar la cobertura. Este modelo permite realizar una estimación no sesgada de una razón de proporciones ajustadas en función a una serie de variables explicativas para un desenlace frecuente (>10 %) 24.
Se formularon dos modelos, cada uno para un programa social de alimentación complementaria. En el análisis bivariado, se seleccionaron variables independientes que alcanzaron un valor de p < 0,20 (a dos colas). Todas las covariables ingresaron simultáneamente a cada modelo. La ausencia de multicolinealidad fue realizada valorando el error estándar del coeficiente de regresión de cada variable. Errores estándar mayores de 2,0 fueron indicativos de multicolinealidad entre las variables independientes 25.
La fuerza de asociación entre la variable dependiente y las independientes fue estimada con una razón de proporciones ajustada (RPa). Las estimaciones se presentaron de forma puntual y con su IC 95 %. Una asociación estadísticamente significativa fue considerada cuando el IC no incluyó la unidad.
Resultados
Luego de aplicar los criterios de selección, la población estudiada se dividió en dos submuestras; la submuestra 1 (VDL) estuvo compuesta por un total de 21 923 niños, mientras que la submuestra 2 (QW), por 4870 (Figura 1).
DCI: desnutrición crónica infantil, PS: programa social, VDL: vaso de leche.
Figura 1 Flujograma de selección de los participantes del análisis
Descripción de la cobertura
Entre niños menores de cinco años, la proporción de participantes beneficiarios del programa VDL fue de 34,13 % (Tabla 1), mientras que en QW fue de 85,88 % (Tabla 2). Estos porcentajes a nivel departamental muestran que, para VDL, los departamentos con mayor proporción de niños beneficiarios fueron Callao (73,46 %), Huancavelica (69,05 %), Amazonas (60,42 %), Cajamarca (60 %) y Puno (55,90 %). En el programa QW encontramos que los departamentos con mayor cobertura fueron Tumbes (99,06 %), Amazonas (98,95 %), Moquegua (97,49 %), San Martín (96,07 %) y Pasco (95,94 %) (Tabla 1). No encontramos una correlación lineal entre las proporciones ponderadas de los programas (Rho de Spearman = 0,138; p = 0,508).
Entre los niños menores de cinco años con respuestas válidas a la pregunta sobre el VDL, el 51,97 % fue de sexo masculino, el 42,65 % tenía de 36 a 59 meses y el 86,04 % tuvo un peso al nacer de 2500 a 3999 g. Entre aquellos con respuestas válidas para la pregunta sobre QW, el 51,20 % fue de sexo masculino y el 85,86 % tuvo un peso al nacer de 2500 a 3999 g. Las características más importantes encontradas en las madres que brindaron respuestas válidas sobre VDL y QW fueron tener una edad de 25 a 34 años (48,79 % en VDL; 49,06 % en QW) y un nivel de educación secundaria con un 48,42 % en VDL y 48,73 % en QW (Tablas 1 y 2).
Tabla 1 Características de niños menores de cinco años con respuestas válidas a la pregunta sobre ser beneficiario del programa VDL (N = 21 913)
| Variable | n | Proporción ponderada (%) | Intervalo de confianza (95 %) | EE | |
|---|---|---|---|---|---|
| LI | LS | ||||
| Recibe programa VDL | |||||
| Sí | 8084 | 34,13 | 33,37 | 34,89 | 0,39 |
| No | 13 829 | 65,87 | 65,11 | 66,63 | 0,39 |
| Características del niño | |||||
| Sexo del niño | |||||
| Masculino | 11 334 | 51,97 | 51,14 | 52,79 | 0,42 |
| Femenino | 10 589 | 48,03 | 47,21 | 48,86 | 0,42 |
| Edad (meses) | |||||
| 0-11 | 4027 | 18,21 | 17,59 | 18,86 | 0,32 |
| Dic-35 | 8595 | 39,14 | 38,34 | 39,94 | 0,41 |
| 36-59 | 9301 | 42,65 | 41,84 | 43,47 | 0,42 |
| Controles prenatales (n = 18 329) | |||||
| Sin controles | 177 | 0,89 | 0,75 | 1,05 | 0,08 |
| 1-May | 2255 | 13,18 | 12,57 | 13,82 | 0,32 |
| ≥6 | 15 897 | 85,93 | 85,28 | 86,56 | 0,33 |
| Parto a término (n = 20 852) | |||||
| No | 3858 | 20,44 | 19,75 | 21,15 | 0,36 |
| Sí | 16 994 | 79,56 | 78,85 | 80,25 | 0,36 |
| Parto por cesárea (n = 20 852) | |||||
| No | 13 985 | 64,28 | 63,45 | 65,10 | 0,42 |
| Sí | 6867 | 35,72 | 34,90 | 36,55 | 0,42 |
| Peso al nacer (g) (n = 20 255) | |||||
| <2500 | 1261 | 6,16 | 5,77 | 6,58 | 0,21 |
| 2500-3999 | 17 414 | 86,04 | 85,43 | 86,62 | 0,30 |
| 4000 | 1580 | 7,80 | 7,34 | 8,28 | 0,24 |
| Características de la madre | |||||
| Edad materna (años) | |||||
| 15-24 | 4550 | 21,49 | 20,81 | 22,18 | 0,35 |
| 25-34 | 10 164 | 48,79 | 47,95 | 49,64 | 0,43 |
| 35-49 | 6128 | 29,72 | 28,95 | 30,50 | 0,39 |
| Nivel educativo de madre (n = 20 852) | |||||
| Sin educación-primaria | 3925 | 18,18 | 17,58 | 18,80 | 0,31 |
| Secundaria | 10 330 | 48,42 | 47,58 | 49,27 | 0,43 |
| Superior | 6597 | 33,39 | 32,58 | 34,22 | 0,42 |
| Unión materna (n = 20 852) | |||||
| No unida | 3569 | 17,35 | 16,72 | 18,00 | 0,33 |
| Unida | 17 283 | 82,65 | 82,00 | 83,89 | 0,33 |
| Pertenencia materna a grupo étnico (n = 20 852) | |||||
| No | 18 634 | 92,08 | 91,70 | 92,45 | 0,19 |
| Sí | 2218 | 7,92 | 7,55 | 8,30 | 0,19 |
| Madre trabaja actualmente (n = 20 852) | |||||
| No | 9238 | 43,93 | 43,09 | 44,77 | 0,43 |
| Sí | 11 614 | 56,07 | 55,24 | 56,91 | 0,43 |
| Características del hogar | |||||
| Lugar de residencia | |||||
| Urbano | 14 750 | 72,40 | 71,72 | 73,07 | 0,34 |
| Rural | 7173 | 27,60 | 26,93 | 28,28 | 0,34 |
| Índice de riqueza (n = 20 852) | |||||
| Más pobre | 6533 | 27,46 | 26,76 | 28,16 | 0,36 |
| Pobre | 5631 | 24,38 | 23,68 | 25,09 | 0,36 |
| Medio | 4089 | 20,12 | 19,43 | 20,82 | 0,35 |
| Rico | 2808 | 16,22 | 15,55 | 16,90 | 0,34 |
| Más rico | 1791 | 11,83 | 11,23 | 12,46 | 0,31 |
IC95%: Intervalo de confianza, LI: Límite inferior, LS: Límite superior, EE: error estándar
Factores asociados a recibir Vaso de Leche y Qali Warma
En el análisis bivariado, todas las variables tuvieron asociación con ser beneficiario del programa VDL, a excepción del sexo. La proporción de beneficiarios entre niños (34,42 %) y niñas (33,82 %) no tuvo diferencias significativas (Tabla 3). Por otro lado, las variables asociadas a ser beneficiario del programa QW fueron parto a término (p < 0,005), parto por cesárea (p < 0,001), desnutrición crónica del niño (p < 0,001), edad materna (p = 0,021), nivel educativo de la madre (p < 0,001), pertenencia a un grupo étnico (p < 0,001), lugar de residencia (p < 0,001) e índice de riqueza (p < 0,001) (Tabla 3).
Tabla 3 Análisis bivariado de factores asociados a recibir VDL y QW en niños menores de cinco años en el 2022
IC 95 %: intervalo de confianza, LI: límite inferior, LS: límite superior.
a Prueba chi cuadrado de Pearson con corrección de Rao y Scott de segundo orden.
Las variables que alcanzaron un valor de p menor a 0,20 ingresaron al modelo de regresión log-binomial. Entre los niños de cinco años a menos con respuesta válida a la pregunta sobre el programa VDL encontramos que aquellos con un peso al nacer <2500 g tuvieron 22 % mayor probabilidad de ser beneficiarios del programa en comparación con aquellos con un peso ≥4000 g (IC 95 %: 1,07-1,38). Además, encontramos que los niños de hogares con un índice de riqueza "más pobre" tuvieron 4,28 veces la probabilidad de ser beneficiarios del programa VDL en comparación a los niños de hogares con un índice de riqueza "más rico" (IC 95 %: 3,46-5,30). Los niños que residen en el ámbito rural tuvieron 66 % mayor probabilidad de ser beneficiario del programa VDL (IC 95 %: 1,57-1,75) (Tabla 4).
En el grupo de niños menores de cinco años con respuesta válida al programa QW, los factores independientemente asociados fueron residir en el ámbito rural (RPa = 1,12, IC 95 %: 1,08-1,16) y pertenecer a los quintiles más pobre (RP = 1,20; IC 95 %: 1,07-1,36) y pobre (RPa = 1,19; IC 95 %: 1,06-1,34) comparado con los más ricos.
Tabla 4 Análisis de regresión log-binomial para evaluar la asociación entre ser beneficiario de programas de complementación alimentaria y variables para caracterizar la cobertura en niños menores de cinco años
IC 95 %: intervalo de confianza, LI: límite inferior, LS: límite superior, RPa: razón de proporciones ajustada.
a Análisis del programa VDL ajustado a las variables edad del niño, peso al nacer, desnutrición crónica, edad materna, nivel educativo de la madre, unión materna, pertenencia materna a grupo étnico, madre trabaja actualmente, lugar de residencia e índice de riqueza. b Análisis del programa QW ajustado a las variables desnutrición crónica, edad materna, nivel educativo de la madre, pertenencia materna a grupo étnico, madre trabaja actualmente, lugar de residencia e índice de riqueza.
En el análisis el error estándar de cada variable fue menor a 1,0 (EE < 1,0). Enunciado aplica para ambos modelos.
Discusión
Entre los niños menores de cinco años participantes de la Endes del Perú del 2022, la cobertura estimada del programa QW fue 85,88 %, mucho mayor a la encontrada para el programa VDL (34,13 %). Este hallazgo es explicado por los diferentes criterios de elegibilidad de cada programa. El programa QW distribuye desayunos y/o almuerzos a las escuelas públicas del país 3,26, por lo que las raciones solo las reciben niños que asisten a una escuela estatal y esto genera un nivel alto de selección 27. Por otro lado, VDL hace la entrega de una ración diaria, a través de las municipalidades, solo a aquellas familias que pertenecen a un quintil de riqueza pobre y muy pobre 12.
Un hallazgo resaltante es que el 13,59 % de niños de familias que, según el índice de riqueza, fueron "ricos" y un 8,35 % de "más ricos" fueron beneficiarios del programa VDL. Este resultado concuerda con informes de la Enaho, los cuales sugieren que el programa VDL podría estar llegando a una población que no es considerada pobre 28,29. De hecho, en el 2022, de 993 798 hogares beneficiarios, el 58,8 % no estaba en situación de pobreza 29. A pesar de que el programa VDL tiene problemas con la delimitación de su público objetivo, se encontró que, independientemente de otros factores, pertenecer a los quintiles más pobres incrementó de manera progresiva la probabilidad de ser beneficiario. Un efecto dosis-respuesta similar se observó en el programa QW, pero con menores fuerzas de asociación.
Otro aspecto para entender por qué existen beneficiarios del VDL del quintil rico o muy rico es que en este programa las raciones se distribuyen a las municipalidades y estas se encargan de identificar a aquellos en condición de pobreza. Para esto, las municipalidades recurren a la información brindada por el Sistema de Focalización de Hogares (Sisfoh), que tiene como función administrar el Padrón General de Hogares (PGH) en función al nivel socioeconómico 9. Además, la vigencia de la clasificación socioeconómica puede durar entre cuatro y ocho años, dependiendo del ámbito de residencia 30, lo cual puede afectar la actualización de los datos y, por ende, la adecuada focalización del programa.
A nivel departamental, los niños menores de cinco años tienen un acceso variable al VDL y al QW. Para el VDL, los departamentos que alcanzaron coberturas de al menos 60 % fueron Amazonas, Cajamarca, Callao y Huancavelica. Para QW, varios departamentos lograron coberturas superiores al 95 %, por ejemplo, Amazonas, Ica, Loreto, Moquegua, Pasco, San Martín y Tumbes. Las coberturas de ambos programas no estuvieron correlacionadas linealmente a nivel ecológico, lo que brinda evidencia sobre sus diferencias en los criterios de elegibilidad en sus limitaciones logísticas y en sus mecanismos de implementación y administración, tanto a nivel nacional como departamental.
Se encontró que, entre los niños menores de cinco años con desnutrición crónica, el 51,18 % fue beneficiario de VDL, mientras que, entre los niños de tres a cinco años con desnutrición crónica, el 92,17 % fue beneficiario de QW. El análisis ajustado para evaluar si había asociación entre la DCI y ser beneficiario a estos programas no reveló significancia estadística. La explicación a este hallazgo se basa en que una de las principales causas de la DCI es la inseguridad alimentaria, que es resultado de otras variables, como índice de riqueza, lugar de residencia y educación de los padres 31. Por lo tanto, al controlar estos factores, la asociación inicialmente observada entre la DCI y el ser beneficiario de VDL y QW desaparece. También es plausible la ocurrencia de la DCI antes de ser beneficiario en alguno de los programas analizados.
También se determinó que ser beneficiario y vivir en el ámbito rural tuvo una mayor fuerza de asociación para el programa VDL que para QW (RPa = 1,66 vs. RPa = 1,12). Esto se explica porque el lugar de residencia ―rural o urbano― está asociado al ingreso económico que tiene el hogar. Mientras que VDL se distribuye de acuerdo con la condición de pobreza de la población objetivo, QW abarca escuelas estatales localizadas en los distritos de cada departamento, independientemente del contexto socioeconómico de cada sector en el que se ubiquen.
Los hijos de madres sin educación y nivel primario tuvieron 25 % mayor probabilidad de ser beneficiarios del programa VDL en comparación con aquellos con madres con educación superior; esta asociación no se observó en QW. Si bien ambos programas tienen como eje brindar alimentación complementaria a poblaciones vulnerables, el VDL tiene como condición específica estar en condición de pobreza. Un nivel educativo superior protege a la mujer de estar en una condición socioeconómica caracterizada por bajos ingresos, y a largo plazo la protege de pertenecer a quintiles inferiores de riqueza, lo que conlleva a una menor probabilidad de ser parte del público objetivo del programa VDL.
El estudio tiene limitaciones. En primer lugar, al ser un estudio de fuentes secundarias basado en el reporte de las madres, es susceptible del sesgo de deseabilidad social. En segundo lugar, debido al diseño trasversal, no es posible establecer una relación causal entre las variables estudiadas y el ser beneficiario de estos programas sociales; más aún, este estudio no fue diseñado para evaluar el impacto de estos programas sobre la DCI. En tercer lugar, puede que haya covariables de interés que no se incluyeron en el análisis y que definan la condición de beneficiario o no en condiciones de la vida real. En cuarto lugar, al ser de corte trasversal, no evalúa la condición de ser beneficiario a lo largo del año, pudiendo haber variaciones sobre este estado durante ese lapso. Finalmente, el estudio está circunscrito a una población de niños de cinco a menos años, por tanto, los resultados no son extrapolables a toda la población beneficiara de VDL y QW.
Pese a las limitaciones descritas, esta investigación tuvo como fortaleza buscar la literatura relacionada con la investigación 20-23 para orientar el estudio de las variables asociadas a ser beneficiario de estos programas. También, es un primer intento de describir, a partir de datos de una encuesta poblacional, la proporción de niños preescolares que recibieron ayuda del VDL y QW.
En conclusión, entre los niños menores de cinco años, pertenecer a los quintiles más pobres y pobres es una de las características más fuertemente asociadas con ser beneficiario de VDL y QW. Sin embargo, los niños a los que les llega el programa VDL no necesariamente se encuentran en condiciones socioeconómicas vulnerables, lo que sugiere problemas en la implementación de los objetivos. Considerando como denominador a los hijos de madres que proporcionaron respuestas válidas a las preguntas sobre recepción de ayuda de VDL y QW, ambos programas presentaron una proporción nacional muy diferente entre sí, incluso existe una heterogeneidad considerable a nivel departamental.
