Introducción
Las prácticas tradicionales de atención en salud, incluyendo el uso de plantas medicinales, representan una estrategia ampliamente adoptada por poblaciones alrededor del mundo, especialmente en países en desarrollo. Según la Organización Mundial de la Salud (OMS), aproximadamente el 80% de la población en estos países depende de la medicina tradicional como su principal fuente de atención médica. En América Latina, el uso de medicinas tradicionales está profundamente arraigado en las culturas indígenas y mestizas, reflejando una combinación de conocimiento ancestral y adaptaciones modernas [1–3], destacando cómo los factores socioculturales, como creencias sobre, la transmisión intergeneracional del conocimiento y el rol de agentes comunitarios, influyen no solo en el manejo de la enfermedad, sino también en las estrategias de comunicación en salud, donde la confianza en prácticas familiares y simbólicas suele prevalecer sobre mensajes institucionales [4]. Perú es uno de los 17 países megadiversos con más de 1400 especies de plantas medicinales documentadas y es un ejemplo emblemático de esta integración cultural [5,6].
Estudios recientes han revelado que factores como el nivel educativo [7], el acceso a servicios de salud y las tradiciones locales influyen en el uso de medicinas tradicionales en diferentes regiones del país. En Ayacucho, por ejemplo, el 22,26% de los adultos estudiados usaron medicina tradicional durante la pandemia de COVID-19, destacándose una asociación entre su uso y la edad de los participantes [8]. Similarmente, en Ucayali, el 19,5% de los encuestados utilizaron terapias complementarias, principalmente fitoterapia, impulsados por recomendaciones de familiares y amigos [9]. Por otro lado, en Huancavelica, el 99,63% de los estudiantes con COVID-19 recurrieron a plantas medicinales como eucalipto (Eucalyptus globulus) y matico (Piper aduncum), reflejando su amplio uso para tratar síntomas respiratorios [10].
Sin embargo, persisten vacíos importantes en la comprensión de cómo los factores socioeconómicos, educativos y culturales determinan el uso de prácticas tradicionales y remedios caseros a nivel nacional. A nivel infantil, los remedios caseros para afecciones comunes como resfriados, fiebre o dolor abdominal constituyen una solución accesible y culturalmente relevante [11], mientras que en el caso de enfermedades de transmisión sexual (ETS), el recurso a curanderos refleja no solo una falta de acceso a servicios formales de salud, sino también una búsqueda de tratamientos enmarcados en creencias y tradiciones locales. La mayoría de los estudios se han centrado en regiones específicas o grupos demográficos particulares, dejando un panorama fragmentado sobre los determinantes de estas prácticas en contextos más amplios. Dado que el uso de plantas medicinales y curanderos puede representar una alternativa crucial frente a limitaciones del sistema de salud, explorar estas dinámicas es esencial para diseñar estrategias de salud pública culturalmente apropiadas [12,13].
Por tanto, el presente estudio tiene como objetivo analizar los factores socioeconómicos, educativos y culturales asociados al uso de prácticas tradicionales y remedios caseros en la atención de enfermedades en la población peruana, utilizando datos de la Encuesta Demográfica y de Salud Familiar (ENDES).
Metodología
Diseño y área de estudio
Este estudio tiene un diseño transversal basado en un análisis secundario de datos, utilizando la base de datos de la Encuesta Demográfica y de Salud Familiar (ENDES) correspondiente al período 2010-2023. La ENDES es una encuesta representativa a nivel nacional, regional y por áreas urbanas y rurales, que recopila información sobre salud, nutrición, demografía y otros indicadores socioeconómicos en el Perú. Esta encuesta es realizada anualmente por el Instituto Nacional de Estadística e Informática (INEI) y abarca todas las regiones del país.
Población y muestra
La población objetivo de este estudio incluye a niños menores de 6 años para los desenlaces de emplear remedio casero por tos/fiebre (H37N) o diarrea (H15D) e incluye a mujeres en edad fértil (15 a 49 años) si acudió a un curandero tras enterarse de tener alguna ETS (V770U). Las variables relacionadas con la consulta a un curandero por fiebre/tos (H32T) o diarrea (H12T) en niños fueron excluidas del análisis debido a la escasa cantidad de datos disponibles. Asimismo, se combinaron las poblaciones de niños para controlar mejor los efectos comparativos entre ambas variables, por lo que la población de referencia para estas dos son niños que han tenido tos/fiebre y diarrea. Para lo referido a la población de las madres, se eliminaron aquellas que tienen lengua extranjera, debido a que el porcentaje de categoría de esta es menor al 0,01%, así como no mostrar resultados en las regresiones por colinealidad. Dada la naturaleza de los datos de ENDES, la muestra es probabilística de tipo equilibrado y estratificada, asegurando la representatividad a nivel nacional, urbano y rural, región (Lima Metropolitana, Costa, Sierra y Selva) y cada uno de los 24 departamentos del país y la Provincia Constitucional del Callao.
Variables e instrumentos
Las variables de interés para este estudio se dividen en factores sociodemográficos y económicos de control de la madre (edad V012, nivel educativo S108N, nivel de riqueza V190, estado civil V501, región SREGION, residencia V025, lengua materna V131 y el año de la encuesta). Para los desenlaces se tuvo a emplear remedio casero por tos/fiebre (H37N) o diarrea (H15D) y si acudió a un curandero tras enterarse de tener alguna ETS (V770U). La información sobre estas variables se extrae directamente de los cuestionarios estandarizados de ENDES, los cuales han sido validados y utilizados ampliamente en investigaciones previas. Para obtener los indicadores y determinar el plan de diseño muestral para muestras complejas, se tomaron en cuenta las siguientes variables: se dividió V005 entre 1000000, conforme a lo especificado en la ficha técnica de la ENDES; además, se utilizó como unidad de muestreo primario V001, que corresponde al conglomerado, y V022, referente al estrato.
Procedimientos
El análisis secundario de datos se inicia con la descarga directa a las bases de datos de ENDES a través de los canales oficiales del INEI. Posterior a la descarga, se procede a la limpieza y preparación de los datos, incluyendo la selección de las variables de interés y la creación de variables derivadas cuando sea necesario. Se garantiza la confidencialidad de la información puesto que en la misma base de datos no existe ningún dato personal, puesto que el INEI maneja los datos a nivel de IDs anonimizados.
Análisis estadístico
El análisis estadístico se realizó utilizando software estadístico Stata 18. Éste inició con la descarga de las bases de datos de ENDES a través de los canales oficiales del INEI, la cual es de carácter público y abierto. Con la descarga realizada de los módulos de interés (REC41, REC0111, REC91, RE516171, RE223132 y REC43 para remedio casero y RE758081 para curandero tras ETS), se procedió a la limpieza y preparación de los datos, incluyendo la selección de las variables de interés y la creación de variables derivadas. El INEI garantiza la confidencialidad de la información mediante el anonimato de los datos y el cumplimiento de las normativas de protección de datos personales. La apelación de cada módulo a través de los años fue de carácter simple con el comando append, y la combinación para juntar módulos fue mediante el comando merge, el cual varía entre formas de juntar módulos, primando principalmente el uso de la variable CASEID (cuestionario mujer ID). Finalmente, se quedaron solamente los registros cuyos variables se encuentran completas, y se eliminaron las observaciones con algún valor faltante.
Para el análisis de la presente investigación se utilizó la regresión de Poisson con varianza robusta para calcular las razones de prevalencia crudas y ajustadas con sus respectivos intervalos de confianza al 95% y con un nivel de significancia del 5% (p<0,05). El análisis estadístico se llevó a cabo tomando en cuenta el factor de ponderación de la encuesta para cada año. Para definir el marco muestral y ajustar los pesos de la muestra, se empleó el siguiente comando en el software estadístico: svyset [pweight=V005], strata(V022_2) psu(V001).
Aspectos éticos
Este estudio utiliza datos abiertos y anonimizados de la Encuesta Demográfica y de Salud (ENDES), recolectados previamente por el Instituto Nacional de Estadística e Informática (INEI). El uso de estos datos para esta investigación fue aprobado por el Instituto Nacional Materno Perinatal (INMP). Dado que los datos son públicos, anonimizados y cumplen con las normativas éticas establecidas por ambas instituciones, no fue necesario obtener consentimiento informado adicional ni la aprobación de un comité de ética institucional para este análisis secundario.
RESULTADOS
En la Tabla 1 se puede observar que, entre las mujeres en edad fértil con ETS, el 95,2% tiene entre 20 y 49 años, mientras que entre las madres de niños con fiebre/tos y diarrea este grupo etario representa el 93,0%. En cuanto al nivel educativo, la mayoría de las mujeres en ambos grupos posee educación secundaria (52,0% y 52,1%, respectivamente). Respecto al estado civil, el 83,7% de las mujeres con ETS y el 83,1% de las madres de niños enfermos están casadas o conviven. Según el índice de riqueza, el porcentaje de mujeres clasificadas como "muy pobre" es mayor entre las madres de niños con fiebre/tos y diarrea (28,9%) en comparación con las mujeres con ETS (23,4%). Finalmente, se observa que la mayoría reside en áreas urbanas, aunque esta proporción es ligeramente mayor en mujeres con ETS (71,5%) frente a las madres de niños con fiebre/tos y diarrea (68,1%).
Tabla 1. Características generales de las mujeres en edad fértil con ETS, de las madres de niños con fiebre/tos y diarrea según ENDES en el periodo 2017-2022.
| Variable y categorías | Mujeres en edad fértil con ETS (N=24066) | Madres de niños con fiebre/tos y diarrea (N=18987) |
|---|---|---|
| Edad | ||
| 15 a 19 años | 1231 (4,8%) | 1424 (7,0%) |
| 20 a 49 años | 22835 (95,2%) | 17563 (93,0%) |
| Nivel educativo | ||
| Ninguno/preescolar | 314 (1,1%) | 290 (1,2%) |
| Primaria | 4647 (16,4%) | 4433 (19,4%) |
| Secundaria | 12201 (52,0%) | 9497 (52,1%) |
| Superior no universitario | 6904 (30,5%) | 4767 (27,4%) |
| Estado civil | ||
| Soltera/viuda/divorciada | 4049 (16,3%) | 3094 (16,9%) |
| Casada/conviviente | 20017 (83,7%) | 15893 (83,1%) |
| Índice de riqueza | ||
| Muy pobre | 5749 (23,4%) | 6000 (28,9%) |
| Pobre | 7194 (33,3%) | 5836 (34,4%) |
| Medio | 5281 (22,5%) | 3718 (20,6%) |
| Rico | 3693 (14,0%) | 2283 (11,2%) |
| Muy rico | 2149 (6,8%) | 1150 (5,0%) |
| Región | ||
| Lima Metropolitana | 3231 (4,1%) | 1712 (3,1%) |
| Resto Costa | 6301 (31,4%) | 4629 (25,9%) |
| Sierra | 9695 (35,2%) | 6200 (30,5%) |
| Selva | 4839 (29,4%) | 6446 (40,5%) |
| Residencia | ||
| Urbano | 16900 (71,5%) | 12464 (68,1%) |
| Rural | 7166 (28,5%) | 6523 (31,9%) |
| Lengua materna | ||
| Español | 21800 (91,5%) | 17532 (92,6%) |
| Quechua | 2174 (8,2%) | 1373 (6,8%) |
| Aymara | 92 (0,3%) | 56 (0,3%) |
| Extranjera | * | 26 (0,3%) |
*Excluida del análisis por bajo n.
ETS: Enfermedades de Transmisión Sexual.
En la Tabla 2 se puede observar que, en el análisis ajustado, los factores significativamente asociados a la consulta con el curandero incluyen el nivel educativo, el estado civil, el índice de riqueza, la región de residencia y el área de residencia. Las mujeres con nivel educativo superior no universitario presentan menor probabilidad de consulta (RPa: 0,53; IC 95%: 0,33-0,87; p=0,012) en comparación con aquellas sin educación formal. Asimismo, las mujeres casadas o convivientes muestran una menor probabilidad de consulta (RPa: 0,75; IC 95%: 0,62-0,91; p=0,003) en comparación con las solteras, viudas o divorciadas. En términos de índice de riqueza, las mujeres clasificadas como "muy ricas" tienen menor probabilidad de consulta (RPa: 0,40; IC 95%: 0,24-0,66; p<0,001) en comparación con las "muy pobres".
Además, las mujeres que residen en la Sierra (RPa: 1,84; IC 95%: 1,32-2,58; p<0,001) o en la Selva (RPa: 2,08; IC 95%: 1,48-2,92; p<0,001) tienen mayor probabilidad de consulta en comparación con aquellas en Lima Metropolitana.
Finalmente, residir en áreas rurales también se asocia con una mayor probabilidad de consulta (RPa: 1,26; IC 95%: 1,04-1,52; p=0,017) frente a áreas urbanas.
Tabla 2. Factores asociados a la consulta con el curandero en mujeres en edad fértil con enfermedad de transmisión sexual según ENDES en el periodo 2017-2022
| No consultó N=22736 (94,5%) | Consultó N=1330 (5,5%) | Valor de p* | RP (IC 95%) | Valor de p | RPa (IC 95%) | |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Edad | ||||||
| 15 a 19 años | 1165 (95,6%) | 66 (4,4%) | 0,790 | Ref. | Ref. | Ref. |
| 20 a 49 años | 21571 (95,0%) | 1264 (5,0%) | 0,99 (0,67-1,46) | 0,950 | 1,13 (0,80-1,59) | |
| Nivel educativo | ||||||
| Ninguno/preescolar | 282 (92,6%) | 32 (7,4%) | <0,001 | Ref. | Ref. | Ref. |
| Primaria | 4198 (91,4%) | 449 (8,6%) | 0,98 (0,58-1,64) | 0,927 | 0,99 (0,63-1,55) | |
| Secundaria | 11551 (95,1%) | 650 (4,9%) | 0,54 (0,32-0,89) | 0,018 | 0,74 (0,47-1,16) | |
| Superior no universitario | 6705 (97,0%) | 199 (3,0%) | 0,31 (0,18-0,54) | <0,001 | 0,53 (0,33-0,87) | |
| Estado civil | ||||||
| Soltera/viuda/divorciada | 3825 (94,1%) | 224 (5,9%) | 0,990 | Ref. | Ref. | Ref. |
| Casada/conviviente | 18911 (95,2%) | 1106 (4,8%) | 0,80 (0,65-0,99) | 0,041 | 0,75 (0,62-0,91) | |
| Índice de riqueza | ||||||
| Muy pobre | 5188 (91,4%) | 561 (8,6%) | <0,001 | Ref. | Ref. | Ref. |
| Pobre | 6746 (94,7%) | 448 (5,3%) | 0,63 (0,52-0,76) | <0,001 | 0,84 (0,69-1,01) | |
| Medio | 5084 (96,5%) | 197 (3,5%) | 0,34 (0,26-0,44) | <0,001 | 0,60 (0,46-0,79) | |
| Rico | 3608 (98,0%) | 85 (2,0%) | 0,23 (0,16- 0,332) | <0,001 | 0,39 (0,26-0,56) | |
| Muy rico | 2110 (98,2%) | 39 (1,8%) | 0,19 (0,12-0,32) | <0,001 | 0,40 (0,24-0,66) | |
| Región | ||||||
| Lima Metropolitana | 3153 (97,7%) | 78 (2,3%) | <0,001 | Ref. | Ref. | Ref. |
| Resto Costa | 6109 (97,6%) | 192 (2,4%) | 1,28 (0,86-1,90) | 0,219 | 1,12 (0,79-1,58) | |
| Sierra | 9015 (93,5%) | 680 (6,5%) | 3,84 (2,7-5,46) | <0,001 | 1,84 (1,32-2,58) | |
| Selva | 4459 (93,8%) | 380 (6,2%) | 3,46 (2,4-5) | <0,001 | 2,08 (1,48-2,92) | |
| Residencia | ||||||
| Urbano | 16236 (96,3%) | 664 (3,7%) | <0,001 | Ref. | Ref. | Ref. |
| Rural | 6500 (91,9%) | 666 (8,1%) | 2,34 (1,98-2,76) | <0,001 | 1,26 (1,04-1,52) | |
| Lengua materna | ||||||
| Español | 20657 (95,2%) | 1143 (4,8%) | <0,001 | Ref. | Ref. | Ref. |
| Quechua | 1994 (92,8%) | 180 (7,2%) | 2,23 (1,78-2,81) | <0,001 | 0,97 (0,77-1,21) | |
| Aymara | 85 (96,3%) | 7 (3,7%) | 2,36 (0,99-5,64) | 0,054 | 1,06 (0,4-2,81) |
* Prueba de chi cuadrado
ETS: Enfermedades de Transmisión Sexual.
En la Tabla 3 se puede observar que, en el análisis ajustado, los factores significativamente asociados al uso de remedios caseros para fiebre/tos incluyen la edad de la madre, el nivel educativo, el índice de riqueza, la región de residencia y el área de residencia. Las madres de 20 a 49 años tienen mayor probabilidad de uso en comparación con las de 15 a 19 años (RPa: 1,30; IC 95%: 1,03-1,65; p=0,029). Aquellas con nivel educativo superior no universitario tienen menor probabilidad de uso (RPa: 0,62; IC 95%: 0,43-0,90; p=0,013) respecto a las que no tienen educación formal. En términos de índice de riqueza, las madres clasificadas como "muy ricas" presentan menor probabilidad de uso (RPa: 0,55; IC 95%: 0,38-0,81; p=0,002) en comparación con las "muy pobres". Por región, las residentes en la Sierra (RPa: 3,89; IC 95%: 2,67-5,66; p<0,001) y en la Selva (RPa: 2,55; IC 95%: 1,75-3,72; p<0,001) tienen mayor probabilidad de uso respecto a aquellas de Lima Metropolitana. Finalmente, residir en zonas rurales también se asocia con un mayor uso de remedios caseros (RPa: 1,19; IC 95%: 1,03-1,38; p=0,021) en comparación con áreas urbanas.
Tabla 3. Factores asociados al uso de remedios caseros para fiebre/tos en madres de niños menores de 6 años con fiebre/tos y diarrea según ENDES en el periodo 2017-2022
| No usó N=17055 (89,2%) | Si usó N=1932 (10,2%) | Valor de p* | RP (IC 95%) | Valor de p | RPa (IC 95%) | |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Edad | ||||||
| 15 a 19 años | 1301 (90,7%) | 123 (9,3%) | 0,046 | Ref. | Ref. | Ref. |
| 20 a 49 años | 15754 (89,3%) | 1809 (10,7%) | 1,07 (0,84-1,37) | 0,580 | 1,30 (1,03-1,65) | |
| Nivel educativo | ||||||
| Ninguno, preescolar | 242 (83,7%) | 48 (16,3%) | <0,001 | Ref. | Ref. | Ref. |
| Primaria | 3867 (88,1%) | 566 (11,9%) | 0,57 (0,37-0,88) | 0,011 | 0,66 (0,46-0,94) | |
| Secundaria | 8543 (89,1%) | 954 (10,9%) | 0,53 (0,35-0,81) | 0,003 | 0,78 (0,55-1,10) | |
| Superior no universitario | 4403 (91,1%) | 364 (8,9%) | 0,37 (0,24-0,57) | <0,001 | 0,62 (0,43-0,90) | |
| Estado civil | ||||||
| No | 2799 (89,0%) | 295 (11,0%) | 0,200 | Ref. | Ref. | Ref. |
| Sí | 14256 (89,4%) | 1637 (10,6%) | 1,2 (1,01-1,43) | 0,044 | 1 (0,86-1,16) | |
| Índice de riqueza | ||||||
| Muy pobre | 5107 (85,0%) | 893 (15,0%) | <0,001 | Ref. | Ref. | Ref. |
| Pobre | 5257 (89,3%) | 579 (10,7%) | 0,65 (0,56-0,75) | <0,001 | 0,82 (0,71-0,96) | |
| Medio | 3461 (92,4%) | 257 (7,6%) | 0,46 (0,38-0,56) | <0,001 | 0,65 (0,52-0,81) | |
| Rico | 2142 (93,0%) | 141 (7,0%) | 0,41 (0,32-0,53) | <0,001 | 0,63 (0,48- 0,837) | |
| Muy rico | 1088 (94,7%) | 62 (5,3%) | 0,36 (0,24-0,52) | <0,001 | 0,55 (0,38-0,81) | |
| Región | ||||||
| Lima Metropolitana | 1657 (97,5%) | 55 (2,5%) | <0,001 | Ref. | Ref. | Ref. |
| Resto Costa | 4349 (93,2%) | 280 (6,8%) | 2,37 (1,61-3,50) | <0,001 | 2,11 (1,43-3,12) | |
| Sierra | 5243 (84,5%) | 957 (15,5%) | 6 (4,15-8,68) | <0,001 | 3,89 (2,67-5,66) | |
| Selva | 5806 (90,0%) | 640 (10,0%) | 3,62 (2,49-5,25) | <0,001 | 2,55 (1,75-3,72) | |
| Residencia | ||||||
| Urbano | 11507 (91,1%) | 957 (8,9%) | <0,001 | Ref. | Ref. | Ref. |
| Rural | 5548 (85,6%) | 975 (14,4%) | 1,98 (1,75-2,25) | <0,001 | 1,19 (1,03-1,38) | |
| Lengua materna | ||||||
| Español | 15878 (90,0%) | 1654 (10,0%) | <0,001 | Ref. | Ref. | Ref. |
| Quechua | 1111 (81,2%) | 262 (18,8%) | 2,10 (1,74-2,54) | <0,001 | 1,02 (0,85-1,22) | |
| Aymara | 42 (87,4%) | 14 (12,6%) | 2,05 (0,94-4,45) | 0,071 | 1,03 (0,52-2,04) | |
| Extranjera | 24 (98,0%) | 2 (2,0%) | 0,45 (0,07-2,97) | 0,407 | 0,62 (0,12-3,2) |
* Prueba de chi cuadrado
En la Tabla 4 se puede observar que, en el análisis ajustado, los factores significativamente asociados al uso de remedios caseros para diarrea incluyen la edad de la madre, el índice de riqueza, la región de residencia y la lengua materna. Las madres de 20 a 49 años presentan mayor probabilidad de uso en comparación con las de 15 a 19 años (RPa: 1,22; IC 95%: 1,06-1,41; p=0,005). Respecto al índice de riqueza, las madres clasificadas como "muy ricas" tienen menor probabilidad de uso (RPa: 0,61; IC 95%: 0,49-0,75; p<0,001) en comparación con las "muy pobres". Por región, las residentes en la Sierra (RPa: 1,94; IC 95%: 1,66-2,27; p<0,001) y en la Selva (RPa: 1,22; IC 95%: 1,04-1,43; p=0,016) tienen mayor probabilidad de uso respecto a Lima Metropolitana. Además, las madres cuya lengua materna es el quechua presentan mayor probabilidad de uso (RPa: 1,18; IC 95%: 1,07-1,30; p=0,001) en comparación con aquellas cuya lengua materna es el español.
Tabla 4. Factores asociados al uso de remedios caseros para diarrea en madres de niños menores de 6 años con fiebre/tos y diarrea según ENDES en el periodo 2017-2022
| No usó N=14082 (74.17%) | Si usó N=4905 (25.83%) | Valor de p | RP (IC 95%) | Valor de p | RPa (IC 95%) | Valor de p | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Edad | |||||||
| 15-19 | 1127 (78,7%) | 297 (21,3%) | <0,001 | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. |
| 20-49 | 12955 (73,2%) | 4608 (26,8%) | 1,09 (0,94-1,27) | 0,265 | 1,22 (1,06- 1,41) | 0,005 | |
| Nivel educativo | |||||||
| Ninguno, preescolar | 196 (65,3%) | 94 (34,7%) | <0,001 | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. |
| Primaria | 3173 (71,1%) | 1260 (28,9%) | 0,71 (0,55-0,92) | 0,010 | 0,88 (0,71- 1,10) | 0,272 | |
| Secundaria | 7033 (74,1%) | 2464 (25,9%) | 0,67 (0,52-0,86) | 0,002 | 0,86 (0,69- 1,08) | 0,199 | |
| Superior no universitario | 3680 (74,8%) | 1087 (25,2%) | 0,56 (0,43-0,73) | <0,001 | 0,8 (0,63- 1,01) | 0,058 | |
| Estado civil | |||||||
| No | 2323 (73,8%) | 771 (26,2%) | 0,200 | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. |
| Sí | 11759 (73,6%) | 4134 (26,4%) | 1,01 (0,91-1,11) | 0,900 | 1 (0,89-1,05) | 0,436 | |
| Índice de riqueza | |||||||
| Muy pobre | 4122 (67,4%) | 1878 (32,6%) | <0,001 | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. |
| Pobre | 4308 (73,8%) | 1528 (26,2%) | 0,83 (0,76-0,91) | <0,001 | 0,88 (0,81- 0,97) | 0,007 | |
| Medio | 2853 (76,2%) | 865 (23,8%) | 0,76 (0,68-0,84) | <0,001 | 0,82 (0,73- 0,92) | 0,001 | |
| Rico | 1841 (80,7%) | 442 (19,3%) | 0,61 (0,52-0,7) | <0,001 | 0,71 (0,61- 0,83) | <0,001 | |
| Muy rico | 958 (82,3%) | 192 (17,7%) | 0,5 (0,40-0,61) | <0,001 | 0,61 (0,49- 0,75) | <0,001 | |
| Región | |||||||
| Lima Metropolitana | 1404 (83,4%) | 308 (16,6%) | <0,001 | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. |
| Resto Costa | 3765 (79,7%) | 864 (20,3%) | 1,20 (1,02-1,42) | 0,032 | 1,07 (0,91- 1,27) | 0,398 | |
| Sierra | 3930 (61,5%) | 2270 (38,5%) | 2,31 (1,98-2,69) | <0,001 | 1,94 (1,66- 2,27) | <0,001 | |
| Selva | 4983 (78,2%) | 1463 (21,8%) | 1,51 (1,29-1,77) | <0,001 | 1,22 (1,04- 1,43) | 0,016 | |
| Residencia | |||||||
| Urbano | 9623 (76,3%) | 2841 (23,7%) | <0,001 | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. |
| Rural | 4459 (68,0%) | 2064 (32,0%) | 1,34 (1,24-1,44) | <0,001 | 0,97 (0,89- 1,05) | 0,424 | |
| Lengua materna | |||||||
| Español | 13206 (74,8%) | 4326 (25,2%) | <0,001 | Ref. | Ref. | Ref. | Ref. |
| Quechua | 820 (57,9%) | 553 (42,1%) | 1,74 (1,56-1,94) | <0,001 | 1,18 (1,07- 1,30) | 0,001 | |
| Aymara | 34 (70,2%) | 22 (29,8%) | 1,72 (1,09-2,72) | 0,019 | 0,92 (0,54- 1,58) | 0,765 | |
| Extranjera | 22 (56,3%) | 4 (43,7%) | 0,71 (0,27-1,90) | 0,500 | 0,61 (0,2- 1,86) | 0,382 |
* Prueba de chi cuadrado
En la Figura 1, se presentan las tendencias de tres prácticas tradicionales de salud a lo largo del tiempo. En relación con la consulta con curanderos por ETS en mujeres en edad fértil (1A), la proporción se mantuvo en un 7% durante 2010 y 2013; sin embargo, en los años posteriores, este valor disminuyó, alcanzando un mínimo de 4%, con un intervalo de confianza de ±1,5%. Por otro lado, el uso de remedios caseros para fiebre y tos (1B) mostró sus valores más altos en 2011 y 2012, alcanzando un 12%. A partir de entonces, las proporciones se mantuvieron principalmente por debajo del 10%, con mínimos de 7,5% en 2014 y 7% en 2023, con un intervalo de confianza general de ±2%. Finalmente, el uso de remedios caseros para diarrea (1C) inició con valores elevados, alcanzando un 30% y 28% en los primeros dos años del análisis. Posteriormente, este porcentaje disminuyó rápidamente a un mínimo del 20% en 2014, estabilizándose entre el 22% y el 25% en los años siguientes, con un intervalo de confianza de ±2,5%.
Figura 1. Tendencias en el uso de prácticas tradicionales de salud a lo largo del tiempo según ENDES en el periodo 2010-2023. 1A: Proporción de mujeres en edad fértil con ETS que consultaron a curanderos. 1B: Uso de remedios caseros para fiebre y tos en madres de niños menores de 6 años. 1C: Uso de remedios caseros para diarrea en madres de niños menores de 6 años.
DISCUSIÓN
Se encontró una asociación significativa entre el nivel educativo y el uso de medicina tradicional en el manejo de afecciones comunes. Las personas con niveles educativos más bajos, sin educación formal o educación primaria, presentaron mayor prevalencia de uso de medicina tradicional en comparación con aquellos con educación secundaria o superior. Este hallazgo coincide con los resultados de Corroto et al., quienes hallaron que el uso de plantas medicinales en los Andes peruanos es mayor entre personas con niveles educativos más bajos. En su estudio, además, observaron que esta práctica está vinculada con condiciones económicas limitadas y el aislamiento geográfico, factores que podrían influir en el acceso limitado a servicios de salud formales [14].
Por otro lado, en un contexto similar, Choqueapaza-Calizaya reportó que los padres de familias en Tacna con menor acceso a la educación tendían a recurrir con mayor frecuencia a plantas medicinales para enfrentar la COVID-19, atribuyendo esta práctica a una percepción de eficacia basada en conocimientos tradicionales [15]. Sin embargo, estudios como el de Salmerón-Manzano et al. destacan que, a nivel global, la educación influye en la elección de terapias alternativas, y en países como China e India, se observa un incremento en la popularidad de la medicina tr-adicional incluso entre personas con altos niveles educativos debido a su integración en sistemas de salud modernos [16]. El uso predominante de la medicina tradicional entre personas con menor nivel educativo refleja el mantenimiento de tradiciones culturales y, posiblemente, una menor familiaridad con sistemas médicos formales. Esto resalta la importancia de adaptar las políticas de salud pública en contextos con alta diversidad cultural y desigualdad educativa. Además, este resultado sugiere la necesidad de programas que combinen la educación sobre el uso adecuado de remedios tradicionales con acceso a servicios médicos modernos, promoviendo así una integración segura y eficaz. La combinación de estos enfoques podría potenciar la confianza en el sistema de salud formal sin desvalorizar los saberes ancestrales.
Se identificó una asociación significativa entre el índice de riqueza y el uso de medicina tradicional, observándose que las personas en los quintiles más bajos de riqueza reportaron un mayor uso de medicina tradicional en comparación con los individuos en los quintiles más altos. Este hallazgo es consistente con el trabajo de Corroto et al., quienes evidenciaron que en los Andes peruanos los participantes de zonas periféricas y de menor ingreso recurren más al conocimiento y uso de plantas medicinales, en contraste con quienes habitan en áreas urbanas y de mayor riqueza, donde predominan las compras en mercados o farmacias [17]. Similarmente, el estudio de De La Cruz-Vallejo et al. en comunidades rurales de Ayacucho mostró que el uso de medicina tradicional era mayor entre personas de bajos ingresos, destacando que este grupo enfrentaba barreras económicas y geográficas para acceder a servicios médicos convencionales [8]. En un contexto global, la revisión de Tangkiatkumjai et al. identificó que, en regiones como África, el acceso limitado a sistemas de salud convencionales debido a restricciones económicas conduce a un mayor uso de medicina tradicional [18], lo que refleja un patrón similar al observado en Perú. Sin embargo, en países como India, la integración de la medicina tradicional en el sistema de salud formal ha permitido su adopción en todos los niveles socioeconómicos. La mayor prevalencia de uso de medicina tradicional entre las personas de bajos recursos puede estar relacionada con factores como accesibilidad económica, disponibilidad local de plantas medicinales y prácticas culturales profundamente arraigadas. Este resultado subraya la necesidad de políticas públicas que aborden las desigualdades en el acceso a servicios de salud formales, especialmente en comunidades rurales y de bajos ingresos. A su vez, se plantea la oportunidad de fortalecer el uso seguro y sostenible de la medicina tradicional, integrándola como una alternativa complementaria dentro del sistema de salud, lo que podría ser particularmente útil en áreas donde los recursos médicos formales son limitados.
Se encontró una asociación significativa entre la residencia en áreas rurales y el uso de medicina tradicional. Las personas que residen en zonas rurales reportaron un mayor uso de estas prácticas en comparación con quienes viven en áreas urbanas. Este hallazgo coincide con los resultados de Badanta et al., quienes estudiaron comunidades indígenas en la Amazonía peruana y documentaron que la medicina tradicional es el primer recurso de atención en estas áreas [19]. Los curanderos y las mujeres desempeñan un papel central en el uso de plantas y rituales, lo que refleja un acceso limitado a servicios de salud convencionales y una fuerte confianza en prácticas ancestrales. De manera similar, Villena-Tejada et al. observaron que los residentes de zonas rurales en Cusco recurrieron más frecuentemente a plantas medicinales para prevenir y tratar síntomas respiratorios durante la pandemia de COVID-19, debido a su disponibilidad local y a la limitada presencia de centros médicos [1].
Por otro lado, el trabajo de Sánchez-Yactayo et al. con gestantes en áreas rurales de Cañete mostró que más del 65% de las participantes usaban plantas medicinales, en parte debido a su familiaridad con estas prácticas y su menor dependencia de la medicina moderna [20]. A nivel internacional, Tangkiatkumjai et al. Destacaron que en regiones con sistemas de salud deficientes, como en comunidades rurales de Asia y África, la medicina tradicional es utilizada como una solución accesible para atender necesidades de salud [18]. La mayor prevalencia de medicina tradicional en áreas rurales refleja las disparidades en el acceso a servicios de salud convencionales entre zonas rurales y urbanas, además de una rica tradición cultural que mantiene vivas estas prácticas. Este resultado pone de relieve la importancia de incluir la medicina tradicional en las estrategias de salud pública, especialmente en áreas rurales donde su uso es prevalente y puede complementar la atención médica moderna. Integrar estas prácticas en los programas de salud, respetando su valor cultural y promoviendo su uso seguro, podría mejorar los resultados de salud en comunidades con infraestructura sanitaria limitada. Además, fortalecer los servicios de salud en estas áreas sigue siendo esencial para garantizar la equidad en el acceso.
Se observó una asociación significativa entre la lengua materna y el uso de medicina tradicional, siendo más frecuente entre hablantes de lenguas originarias, como el quechua y el aymara, en comparación con hablantes de español. Este hallazgo está alineado con el trabajo de Badanta et al., quienes reportaron que las comunidades indígenas de la Amazonía peruana utilizan principalmente la medicina tradicional como primer recurso terapéutico, lo cual está profundamente arraigado en sus creencias y prácticas culturales [19]. Asimismo, Corroto et al. indicaron que en los Andes peruanos las personas con menor nivel de integración al sistema urbano, incluyendo hablantes de lenguas originarias, mostraron un mayor conocimiento y uso de plantas medicinales [14]. Por otra parte, Villena-Tejada et al. observaron que el uso de plantas medicinales para la prevención y tratamiento de síntomas de COVID-19 fue más frecuente entre personas con tradiciones culturales vinculadas al idioma y las costumbres locales [1]. De manera similar, en el contexto global, la revisión de Tangkiatkumjai et al. indicó que las prácticas culturales y la identidad étnica desempeñan un papel crucial en el uso de medicina tradicional, especialmente en Asia y África, donde la preservación de tradiciones orales es fundamental para la transmisión del conocimiento sobre remedios ancestrales [18]. La asociación entre el uso de medicina tradicional y las lenguas originarias destaca la conexión intrínseca entre identidad cultural y prácticas terapéuticas. Esto pone de manifiesto la importancia de desarrollar políticas de salud culturalmente sensibles que respeten y fomenten el uso seguro de la medicina tradicional, reconociendo su valor para estas comunidades. Además, se deben crear estrategias que permitan a los hablantes de lenguas originarias acceder a servicios de salud formales sin enfrentar barreras lingüísticas o culturales. Incorporar la medicina tradicional en el sistema de salud formal podría fortalecer la confianza en el sistema médico, promoviendo un enfoque más inclusivo y equitativo en la atención sanitaria.
Este estudio presenta algunas limitaciones inherentes al uso de bases de datos secundarias como las de ENDES. En primer lugar, la información recopilada depende de la calidad y precisión del autoinforme de los participantes, lo que podría introducir sesgos de recuerdo o subregistro en el uso de la medicina tradicional. Además, al tratarse de un diseño transversal, no es posible establecer relaciones causales entre las variables analizadas. Tampoco se dispone de datos detallados sobre las prácticas específicas de medicina tradicional utilizadas, como los tipos de remedios o contextos culturales asociados, lo que limita la comprensión integral del fenómeno. Finalmente, las variables incluidas están condicionadas por los objetivos y la estructura de la encuesta original, lo que restringe la posibilidad de explorar otras dimensiones relevantes para el tema estudiado.
Conclusión
El uso de medicina tradicional en Perú se asoció significativamente con un menor nivel educativo, mayor pobreza, residencia rural y regiones como la Sierra y Selva. Los participantes con educación primaria o menos, de menores ingresos y lengua materna distinta al español mostraron una mayor tendencia a recurrir a curanderos y remedios caseros. Estos hallazgos destacan la importancia de comprender las barreras económicas, educativas y culturales que influyen en la búsqueda de atención tradicional, y su relevancia para diseñar estrategias de salud pública que incorporen enfoques interculturales y promuevan una atención inclusiva y equitativa.
