3 Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 3570
https://doi.org/10.69639/arandu.v13i3.2638
Trayectorias divergentes de las desigualdades
socioeconómicas absolutas y relativas en la inmunización
infantil en 109 países, 1991–2023
Divergent trajectories of absolute and relative socioeconomic inequalities in childhood
immunization across 109 countries, 1991–2023
Nader Brian Flores Incahuanaco
floreznader@gmail.com
https://orcid.org/0009-0007-9883-823X
Universidad Privada del Valle
La Paz, Bolivia
Yeny Hurtado Flores
yeny.hurtado@unsaac.edu.pe
https://orcid.org/0009-0009-0383-0505
Universidad Nacional San Antonio de Abad del Cusco
Apurimac – Peru
Percy Flores Laime
andahuay89898@gmail.com
https://orcid.org/0000-0001-6658-0480
Universidad Nacional San Antonio de Abad del Cusco
Apurimac – Peru
Roberto Torres Rua
roberto.torres@unsaac.edu.pe
https://orcid.org/0009-0002-8259-6903
Universidad Nacional San Antonio Abad del Cusco
Apurimac – Peru
Hugo Hernan Flores Laime
hugofloreslaime@gmail.com
https://orcid.org/0000-0002-2739-9264
Universidad Nacional Intercultural de Quillabamba
Cusco – Peru
Artículo recibido: 10 agosto 2026- Aceptado para publicación:16 septiembre 2026
Conflictos de intereses: Ninguno que declarar
RESUMEN
La expansión de la inmunización infantil puede realzar la cobertura promedio sin eliminar las
desigualdades socioeconómicas. Valoramos su magnitud, tendencia y persistencia en cinco
indicadores y si la reducción absoluta estuvo acompañada de convergencia relativa. Estudio
ecológico longitudinal con evaluaciones del WHO Health Inequality Data Repository. La base
3 Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 3571
circunscribió 288,486 registros. El estudio comprendió 2,113 combinaciones país–encuesta–
indicador de 109 países entre 1991 y 2023. Se valoraron el índice de concentración, el índice
relativo de desigualdad (RII), el índice de desigualdad de la pendiente (SII) y el índice de
Erreygers. La perplejidad se propagó mediante 500 simulaciones de Monte Carlo. Se emplearon
modelos ponderados por precisión, ingreso y modelos multinivel, ajuste por región Y errores
estándar agrupados por país. La perseverancia requirió un límite inferior del IC95% del SII mayor
que cero en las dos encuestas recientes de los países con al menos tres ondas. Fueron 15,15 puntos
porcentuales para DTP3 las medianas del SII, 16,16 para vacunación completa y 14,77 para
sarampión. El SII acortó por década en DTP3 (−4,90; IC95% −8,04 a −1,75), vacunación
completa (−5,69; −9,63 a −1,74) y sarampión (−5,14; −8,73 a −1,54). El RII acortó para
vacunación completa y sarampión, pero no para DTP3. La perseverancia alcanzó 47,4%, 40,0%
y 46,8%, correspondientemente. La exclusión vacunal persistió condensada en los hogares pobres.
En conclusión, las desigualdades absolutas redujeron, pero la correlación relativa fue inconclusa.
El monitoreo debe armonizar medidas absolutas, relativas y de concentración, con vigilancia
prioritaria a los niños con cero dosis.
Palabras clave: inmunización infantil, desigualdad socioeconómica, cero dosis, índice de
desigualdad de la pendiente, índice relativo de desigualdad
ABSTRACT
Expanding childhood immunization can increase average coverage without eliminating
socioeconomic inequalities. We assessed the magnitude, trends, and persistence of inequalities
across five indicators and examined whether absolute reductions were accompanied by relative
convergence. This was a longitudinal ecological study using data from the WHO Health
Inequality Data Repository. The dataset comprised 288,486 records. The study included 2,113
country-survey-indicator combinations from 109 countries between 1991 and 2023. We assessed
the concentration index, the relative index of inequality (RII), the slope index of inequality (SII),
and the Erreygers index. Uncertainty was estimated using 500 Monte Carlo simulations. We
employed precision-weighted models, multilevel models, and models adjusted for region with
standard errors clustered by country. Persistence was defined as the lower bound of the 95% CI
for the SII remaining above zero across the two most recent surveys in countries with at least
three data waves. Median SII values were 15.15 percentage points for DTP3, 16.16 for full
vaccination, and 14.77 for measles. The SII decreased per decade for DTP3 (−4.90; 95% CI: −8.04
to −1.75), full vaccination (−5.69; −9.63 to −1.74), and measles (−5.14; −8.73 to −1.54). The RII
decreased for full vaccination and measles but not for DTP3. Perseverance rates reached 47.4%,
40.0%, and 46.8%, respectively. Vaccine exclusion remained concentrated in poor households. In
conclusion, absolute inequalities decreased, but the relative correlation was inconclusive.
circunscribió 288,486 registros. El estudio comprendió 2,113 combinaciones país–encuesta–
indicador de 109 países entre 1991 y 2023. Se valoraron el índice de concentración, el índice
relativo de desigualdad (RII), el índice de desigualdad de la pendiente (SII) y el índice de
Erreygers. La perplejidad se propagó mediante 500 simulaciones de Monte Carlo. Se emplearon
modelos ponderados por precisión, ingreso y modelos multinivel, ajuste por región Y errores
estándar agrupados por país. La perseverancia requirió un límite inferior del IC95% del SII mayor
que cero en las dos encuestas recientes de los países con al menos tres ondas. Fueron 15,15 puntos
porcentuales para DTP3 las medianas del SII, 16,16 para vacunación completa y 14,77 para
sarampión. El SII acortó por década en DTP3 (−4,90; IC95% −8,04 a −1,75), vacunación
completa (−5,69; −9,63 a −1,74) y sarampión (−5,14; −8,73 a −1,54). El RII acortó para
vacunación completa y sarampión, pero no para DTP3. La perseverancia alcanzó 47,4%, 40,0%
y 46,8%, correspondientemente. La exclusión vacunal persistió condensada en los hogares pobres.
En conclusión, las desigualdades absolutas redujeron, pero la correlación relativa fue inconclusa.
El monitoreo debe armonizar medidas absolutas, relativas y de concentración, con vigilancia
prioritaria a los niños con cero dosis.
Palabras clave: inmunización infantil, desigualdad socioeconómica, cero dosis, índice de
desigualdad de la pendiente, índice relativo de desigualdad
ABSTRACT
Expanding childhood immunization can increase average coverage without eliminating
socioeconomic inequalities. We assessed the magnitude, trends, and persistence of inequalities
across five indicators and examined whether absolute reductions were accompanied by relative
convergence. This was a longitudinal ecological study using data from the WHO Health
Inequality Data Repository. The dataset comprised 288,486 records. The study included 2,113
country-survey-indicator combinations from 109 countries between 1991 and 2023. We assessed
the concentration index, the relative index of inequality (RII), the slope index of inequality (SII),
and the Erreygers index. Uncertainty was estimated using 500 Monte Carlo simulations. We
employed precision-weighted models, multilevel models, and models adjusted for region with
standard errors clustered by country. Persistence was defined as the lower bound of the 95% CI
for the SII remaining above zero across the two most recent surveys in countries with at least
three data waves. Median SII values were 15.15 percentage points for DTP3, 16.16 for full
vaccination, and 14.77 for measles. The SII decreased per decade for DTP3 (−4.90; 95% CI: −8.04
to −1.75), full vaccination (−5.69; −9.63 to −1.74), and measles (−5.14; −8.73 to −1.54). The RII
decreased for full vaccination and measles but not for DTP3. Perseverance rates reached 47.4%,
40.0%, and 46.8%, respectively. Vaccine exclusion remained concentrated in poor households. In
conclusion, absolute inequalities decreased, but the relative correlation was inconclusive.
3 Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 3572
Monitoring efforts should harmonize absolute, relative, and concentration measures, prioritizing
surveillance of zero-dose children.
Keywords: child immunization, socioeconomic inequality, zero-dose, slope index of
inequality, relative index of inequality
Todo el contenido de la Revista Científica Internacional Arandu UTIC publicado en este sitio está disponible bajo
licencia Creative Commons Atribution 4.0 International.
Monitoring efforts should harmonize absolute, relative, and concentration measures, prioritizing
surveillance of zero-dose children.
Keywords: child immunization, socioeconomic inequality, zero-dose, slope index of
inequality, relative index of inequality
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licencia Creative Commons Atribution 4.0 International.
3 Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 3573
INTRODUCCIÓN
La inmunización infantil es una de las intervenciones de salud más efectivas para prevenir
enfermedades, discapacidad y muerte. A pesar de que la cobertura mundial se incrementó de
manera considerable desde 1980, el progreso se detuvo en muchos países durante la última década
anterior a la pandemia (GBD 2020, Release 1, Vaccine Coverage Collaborators, 2021). No
obstante, el promedio de cobertura nacional no nos dice cómo se distribuyen los beneficios. Dos
países pueden presentar el mismo nivel de cobertura, pero pueden tener una configuración
distributiva diferente; uno de ellos puede aproximarse a la universalidad en los diferentes estratos
sociales y el otro puede tener elevado nivel de cobertura en los hogares más ricos y exclusión en
los hogares de los pobres. Los análisis espaciales multinacionales muestran que los promedios
nacionales pueden camuflar la heterogeneidad subnacional y los gradientes económicos
pronunciados (Dimitrova et al., 2023; Lyons et al., 2024).
La Agenda de Inmunización 2030 pone la equidad y el principio de no dejar a nadie atrás
en el corazón de la acción mundial. El concepto de niños con cero dosis es muy importante porque
identifica qué niños no han recibido la primera dosis de una vacuna que incluye enfermedades
como difteria, tétanos y tos ferina; y es un marcador de desconexión respecto de los servicios
esenciales, dado que la ausencia de vacunación suele coincidir con pobreza, lugares remotos de
residencia, fragilidad, desplazamiento, barreras de género y exclusión de la atención primaria
(Hogan & Gupta, 2023; Johns et al., 2022).
La aplicación de la medición supondrá un problema más grande. Las diferencias entre
quintiles extremos resultan intuitivas, pero presuponen que los grupos intermedios también son
importantes y son, además, dependientes de la cobertura general. El SII sintetiza la diferencia
absoluta modelada entre los extremos de la jerarquía económica; el RII, la desigualdad en escalar
relativa; y los índices de concentración, en la totalidad de la distribución. La evaluación conjunta
de estas medidas permite detectar escenarios donde la brecha absoluta va en descenso mientras
que la desventaja relativa permanece (Kirkby et al., 2024).
La reciente evidencia multinacional verifica la existencia de desigualdades económicas y
educativas durante la última década. Bergen et al. (2026) , a partir de 182 encuestas de hasta 92
países de ingresos bajos y medianos, 9 indicadores y 5 dimensiones de desigualdad, también es
el antecedente mundial inmediato y desde luego refuta la idea de que se pone de manifiesto por
primera vez la persistencia. Pero siguen quedando interrogantes para abordar la trayectoria
continua de largo plazo, la diferencia entre escalas absoluta y relativa, la heterogeneidad entre
países y una definición longitudinal reproducible de la persistencia.
La finalidad principal fue examinar la magnitud, el tiempo y la persistencia de
desigualdades socioeconómicas en la inmunización infantil entre 1991 y 2023. En concreto, se
estimaron medidas absolutas, relativas y de concentración para DTP3, el calce de la vacunación,
INTRODUCCIÓN
La inmunización infantil es una de las intervenciones de salud más efectivas para prevenir
enfermedades, discapacidad y muerte. A pesar de que la cobertura mundial se incrementó de
manera considerable desde 1980, el progreso se detuvo en muchos países durante la última década
anterior a la pandemia (GBD 2020, Release 1, Vaccine Coverage Collaborators, 2021). No
obstante, el promedio de cobertura nacional no nos dice cómo se distribuyen los beneficios. Dos
países pueden presentar el mismo nivel de cobertura, pero pueden tener una configuración
distributiva diferente; uno de ellos puede aproximarse a la universalidad en los diferentes estratos
sociales y el otro puede tener elevado nivel de cobertura en los hogares más ricos y exclusión en
los hogares de los pobres. Los análisis espaciales multinacionales muestran que los promedios
nacionales pueden camuflar la heterogeneidad subnacional y los gradientes económicos
pronunciados (Dimitrova et al., 2023; Lyons et al., 2024).
La Agenda de Inmunización 2030 pone la equidad y el principio de no dejar a nadie atrás
en el corazón de la acción mundial. El concepto de niños con cero dosis es muy importante porque
identifica qué niños no han recibido la primera dosis de una vacuna que incluye enfermedades
como difteria, tétanos y tos ferina; y es un marcador de desconexión respecto de los servicios
esenciales, dado que la ausencia de vacunación suele coincidir con pobreza, lugares remotos de
residencia, fragilidad, desplazamiento, barreras de género y exclusión de la atención primaria
(Hogan & Gupta, 2023; Johns et al., 2022).
La aplicación de la medición supondrá un problema más grande. Las diferencias entre
quintiles extremos resultan intuitivas, pero presuponen que los grupos intermedios también son
importantes y son, además, dependientes de la cobertura general. El SII sintetiza la diferencia
absoluta modelada entre los extremos de la jerarquía económica; el RII, la desigualdad en escalar
relativa; y los índices de concentración, en la totalidad de la distribución. La evaluación conjunta
de estas medidas permite detectar escenarios donde la brecha absoluta va en descenso mientras
que la desventaja relativa permanece (Kirkby et al., 2024).
La reciente evidencia multinacional verifica la existencia de desigualdades económicas y
educativas durante la última década. Bergen et al. (2026) , a partir de 182 encuestas de hasta 92
países de ingresos bajos y medianos, 9 indicadores y 5 dimensiones de desigualdad, también es
el antecedente mundial inmediato y desde luego refuta la idea de que se pone de manifiesto por
primera vez la persistencia. Pero siguen quedando interrogantes para abordar la trayectoria
continua de largo plazo, la diferencia entre escalas absoluta y relativa, la heterogeneidad entre
países y una definición longitudinal reproducible de la persistencia.
La finalidad principal fue examinar la magnitud, el tiempo y la persistencia de
desigualdades socioeconómicas en la inmunización infantil entre 1991 y 2023. En concreto, se
estimaron medidas absolutas, relativas y de concentración para DTP3, el calce de la vacunación,
3 Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 3574
el sarampión, dos indicadores de cero dosis; modelar su cambio por dé cadas; e investigar el
cambio entre países; y examinar la robustez de las tendencias frente a criterios de inclusión varios.
MÉTODO
Se llevó a cabo un estudio ecológico longitudinal de análisis secundario. La fuente
utilizada fue el Repositorio de Datos sobre Desigualdad en Salud de la OMS, el cual es una
colección armonizada de estimaciones desagregadas, basada entre otras, en encuestas
poblacionales, que permite el monitoreo de desigualdades sanitarias. La descarga más de la
auditoría se realizó el 21 de septiembre de 2026, y este Repositorio de Datos sobre Desigualdad
en Salud de la OMS se lo considera como una base de estimaciones publicadas y no como
microdatos.
La auditoría revisa dimensiones, tipos de datos, rangos, identificadores, duplicados
lógicos, valores perdidos, fuentes y cobertura temporal. La base contenía 288 486 registros y 25
variables referidas a 117 países, 1991–2023, 20 indicadores y ocho dimensiones. No se
identificaron duplicados lógicos según país, año, indicador, dimensión y subgrupo. Un 7,39% de
los registros carecía de estimación o error estándar. Las principales fuentes fueron la DHS (183
885 registros) y la MICS (98 798), y luego la RHS, las encuestas nacionales y la AIS.
La unidad de análisis era la combinación país–encuesta–indicador. Se incluyen
observaciones con cinco quintiles económicos ordenables, valoraciones válidas y errores estándar
disponibles. La muestra formal fue de 2 113 combinaciones de 109 países, de las cuales 434
fueron para DTP3, 428 para vacunación completa, 437 para sarampión, 413 para ausencia de
cualquier dosis de DTP y 401 para el indicador integral de cero dosis. Noventa y cinco países
tenían al menos dos encuestas, 81 al menos tres, 57 al menos cuatro y 45 al menos cinco o más.
Los resultados que contemplamos como positivos fueron la cobertura con tres dosis de
vacuna que contiene DTP, la vacunación completa y la vacuna contra el sarampión, y de la misma
forma entendemos como resultados adversos la ausencia de cualquier dosis de DTP y el indicador
integral con cero dosis. En atención a mantener una dirección interpretativa común, las medidas
de los resultados adversos se orientaron de forma contraria de manera que unos valores positivos
representan una mayor carga a hogares pobres.
La condición económica se expresa a través de quintiles de riqueza, a partir del índice de
riqueza que ofrece la encuesta. Cada quintil se aclara su rango acumulado medio, pero sin alterar
el orden de la distribución. Existe amplitud en los modelos por región de la OMS y país de
ingresos, cuando era posible la clasificación analítica. Esta categoría no se interpretó como
muestra dependiente en función al tiempo.
A partir de estimar la regresión de la cobertura - rango relativo, el SII expresa la diferencia
modelada en puntos porcentuales (pp) entre los extremos extremos de la jerarquía; el RII fue
computado, en escala logarítmica, como una razón modelada; el índice de concentración medio ó
el sarampión, dos indicadores de cero dosis; modelar su cambio por dé cadas; e investigar el
cambio entre países; y examinar la robustez de las tendencias frente a criterios de inclusión varios.
MÉTODO
Se llevó a cabo un estudio ecológico longitudinal de análisis secundario. La fuente
utilizada fue el Repositorio de Datos sobre Desigualdad en Salud de la OMS, el cual es una
colección armonizada de estimaciones desagregadas, basada entre otras, en encuestas
poblacionales, que permite el monitoreo de desigualdades sanitarias. La descarga más de la
auditoría se realizó el 21 de septiembre de 2026, y este Repositorio de Datos sobre Desigualdad
en Salud de la OMS se lo considera como una base de estimaciones publicadas y no como
microdatos.
La auditoría revisa dimensiones, tipos de datos, rangos, identificadores, duplicados
lógicos, valores perdidos, fuentes y cobertura temporal. La base contenía 288 486 registros y 25
variables referidas a 117 países, 1991–2023, 20 indicadores y ocho dimensiones. No se
identificaron duplicados lógicos según país, año, indicador, dimensión y subgrupo. Un 7,39% de
los registros carecía de estimación o error estándar. Las principales fuentes fueron la DHS (183
885 registros) y la MICS (98 798), y luego la RHS, las encuestas nacionales y la AIS.
La unidad de análisis era la combinación país–encuesta–indicador. Se incluyen
observaciones con cinco quintiles económicos ordenables, valoraciones válidas y errores estándar
disponibles. La muestra formal fue de 2 113 combinaciones de 109 países, de las cuales 434
fueron para DTP3, 428 para vacunación completa, 437 para sarampión, 413 para ausencia de
cualquier dosis de DTP y 401 para el indicador integral de cero dosis. Noventa y cinco países
tenían al menos dos encuestas, 81 al menos tres, 57 al menos cuatro y 45 al menos cinco o más.
Los resultados que contemplamos como positivos fueron la cobertura con tres dosis de
vacuna que contiene DTP, la vacunación completa y la vacuna contra el sarampión, y de la misma
forma entendemos como resultados adversos la ausencia de cualquier dosis de DTP y el indicador
integral con cero dosis. En atención a mantener una dirección interpretativa común, las medidas
de los resultados adversos se orientaron de forma contraria de manera que unos valores positivos
representan una mayor carga a hogares pobres.
La condición económica se expresa a través de quintiles de riqueza, a partir del índice de
riqueza que ofrece la encuesta. Cada quintil se aclara su rango acumulado medio, pero sin alterar
el orden de la distribución. Existe amplitud en los modelos por región de la OMS y país de
ingresos, cuando era posible la clasificación analítica. Esta categoría no se interpretó como
muestra dependiente en función al tiempo.
A partir de estimar la regresión de la cobertura - rango relativo, el SII expresa la diferencia
modelada en puntos porcentuales (pp) entre los extremos extremos de la jerarquía; el RII fue
computado, en escala logarítmica, como una razón modelada; el índice de concentración medio ó
3 Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 3575
la concentración socioeconómica a lo largo de la distribución. Para resultados acotados calculó
también el índice de Erreygers. La selección conjunta de medidas relativas y absolutas siguió, en
este caso, las recomendaciones de Kirkby et al. (2024). Las diferencias y razones entre quintiles
extremos se mantuvieron de forma complementaria para facilitar una interpretación descriptiva.
En cada una de las estimaciones efectuadas y publicadas se generaron 500 realizaciones
bajo una distribución normal, determinada por la estimación y el error estándar, truncada en el
intervalo admisible 0 a 100; a partir de cada una de las realizaciones de la discrepancia se
recalculaban las medidas de desigualdad. Los percentiles 2,5 y 97,5 de la distribución simulada
determinaron los intervalos de confianza.
Para la estimación de la tendencia principal se utilizaron las regresiones ponderadas por
la inversa de la varianza, centrado en el año y escalado por década; se utilizan, además, los efectos
fijos de la región OMS y del nivel de ingreso y errores estándar agrupados, por país. Como para
que el RII se explique por el logaritmo se fijen los coeficientes en multiplicadores por década.
Los modelos multinivel incluyen intercepto aleatorio por país que permiten separar el cambio
temporal promedio de la heterogeneidad entre países.
Con relación a la persistencia, ésta fue proporcionada a priori para países con tres o más
encuestas, y se clasificó como persistente cuando el límite inferior del IC 95% del SII fue mayor
que cero en cada una de las dos encuestas más recientes. Tal criterio de persistencia obliga a que
haya una misma dirección, pero al mismo tiempo supone una significación y una reproducción
longitudinal, y no se corresponde con una diferencia descriptiva aislada entre Q5 y Q1.
La tendencia reestimada de DTP3 es aquella en la que les fue restringida,
progresivamente, a países con dos, a tres, o a cuatro encuestas; a las que les fueron limitadas las
fuentes a DHS y MICS; o a las que se les excluyeron estimaciones para subgrupos que cuentan
con 25–49 observaciones. La estabilidad del signo, de la magnitud y del intervalo de confianza
también se evalúan.
No se les atribuyó resultados ni errores estándar ausentes. Los análisis constantes en la
versión de Python 3.12, la versión de pandas 2.2.3, la versión de NumPy 2.3.5, la versión de SciPy
1.17.0 y la versión de statsmodels 0.15.0. Al utilizar datos secundarios, agregados, anonimizados
y públicos no se requiere volver a la revisión ética.
RESULTADOS
Cobertura del repositorio y muestra analítica
La disponibilidad longitudinal era extensa, pero desigualmente alta. África aportó 41
países y 199 ondas de la base de datos auditada, las Américas, 24 y 104 respectivamente; el
Mediterráneo Oriental, 14 y 35; Europa, 16 y 48; Asia Sudoriental, 8 y 36; y el Pacífico
Occidental, 14 y 40. La muestra formal mantuvo 109 países con datos para al menos uno de los
cinco indicadores.
la concentración socioeconómica a lo largo de la distribución. Para resultados acotados calculó
también el índice de Erreygers. La selección conjunta de medidas relativas y absolutas siguió, en
este caso, las recomendaciones de Kirkby et al. (2024). Las diferencias y razones entre quintiles
extremos se mantuvieron de forma complementaria para facilitar una interpretación descriptiva.
En cada una de las estimaciones efectuadas y publicadas se generaron 500 realizaciones
bajo una distribución normal, determinada por la estimación y el error estándar, truncada en el
intervalo admisible 0 a 100; a partir de cada una de las realizaciones de la discrepancia se
recalculaban las medidas de desigualdad. Los percentiles 2,5 y 97,5 de la distribución simulada
determinaron los intervalos de confianza.
Para la estimación de la tendencia principal se utilizaron las regresiones ponderadas por
la inversa de la varianza, centrado en el año y escalado por década; se utilizan, además, los efectos
fijos de la región OMS y del nivel de ingreso y errores estándar agrupados, por país. Como para
que el RII se explique por el logaritmo se fijen los coeficientes en multiplicadores por década.
Los modelos multinivel incluyen intercepto aleatorio por país que permiten separar el cambio
temporal promedio de la heterogeneidad entre países.
Con relación a la persistencia, ésta fue proporcionada a priori para países con tres o más
encuestas, y se clasificó como persistente cuando el límite inferior del IC 95% del SII fue mayor
que cero en cada una de las dos encuestas más recientes. Tal criterio de persistencia obliga a que
haya una misma dirección, pero al mismo tiempo supone una significación y una reproducción
longitudinal, y no se corresponde con una diferencia descriptiva aislada entre Q5 y Q1.
La tendencia reestimada de DTP3 es aquella en la que les fue restringida,
progresivamente, a países con dos, a tres, o a cuatro encuestas; a las que les fueron limitadas las
fuentes a DHS y MICS; o a las que se les excluyeron estimaciones para subgrupos que cuentan
con 25–49 observaciones. La estabilidad del signo, de la magnitud y del intervalo de confianza
también se evalúan.
No se les atribuyó resultados ni errores estándar ausentes. Los análisis constantes en la
versión de Python 3.12, la versión de pandas 2.2.3, la versión de NumPy 2.3.5, la versión de SciPy
1.17.0 y la versión de statsmodels 0.15.0. Al utilizar datos secundarios, agregados, anonimizados
y públicos no se requiere volver a la revisión ética.
RESULTADOS
Cobertura del repositorio y muestra analítica
La disponibilidad longitudinal era extensa, pero desigualmente alta. África aportó 41
países y 199 ondas de la base de datos auditada, las Américas, 24 y 104 respectivamente; el
Mediterráneo Oriental, 14 y 35; Europa, 16 y 48; Asia Sudoriental, 8 y 36; y el Pacífico
Occidental, 14 y 40. La muestra formal mantuvo 109 países con datos para al menos uno de los
cinco indicadores.
3 Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 3576
Tabla 1
Composición de la muestra analítica
Indicador Ondas Países
DTP3 434 109
Vacunación completa 428 106
Sarampión 437 109
Sin dosis de DTP 413 109
Cero dosis integral 401 105
Nota. La onda corresponde a una combinación país–encuesta–indicador elegible.
Magnitud global de las desigualdades
En el conjunto de las ondas, los tres resultados positivos indican gradientes favorables
para los hogares ricos. La mediana del SII fue la más alta para vacunación completa, seguida de
la DTP3 y la vacunación contra el sarampión. Ya para los indicadores adversos la orientación
indica exceso para los hogares pobres, colocando las razones Q1/Q5 y los índices de
concentración notables altos.
Tabla 2
Distribución de las medidas de desigualdad en todas las encuestas
Indicador SII mediana RIC del SII RII mediana Índice de
concentración
DTP3 15,149 3,615–31,473 1,216 0,0296
Vacunación
completa 16,155 3,501–28,656 1,285 0,0381
Sarampión 14,774 4,663–28,886 1,205 0,0278
Sin dosis de DTP 7,540 2,477–23,668 Q1/Q5 2,888 0,1918
Cero dosis
integral 4,003 0,847–12,104 Q1/Q5 3,464 0,2366
Nota. SII expresado en puntos porcentuales. Para resultados adversos se presenta el exceso orientado hacia los
hogares pobres. RIC: rango intercuartílico.
Tendencias temporales
Los modelos ponderados evidenciaron una marcada disminución de la desigualdad
absoluta para los cinco indicadores. En los resultados favorables, la ca í da fue de unos cinco
puntos porcentuales del SII por cada década. En cambio, la tendencia relativa no muestra un
comportamiento homogéneo: sí disminuyó el RII para vacunación completa y sarampión, pero no
se demostró un cambio estadísticamente significativo para DTP3.
Tabla 1
Composición de la muestra analítica
Indicador Ondas Países
DTP3 434 109
Vacunación completa 428 106
Sarampión 437 109
Sin dosis de DTP 413 109
Cero dosis integral 401 105
Nota. La onda corresponde a una combinación país–encuesta–indicador elegible.
Magnitud global de las desigualdades
En el conjunto de las ondas, los tres resultados positivos indican gradientes favorables
para los hogares ricos. La mediana del SII fue la más alta para vacunación completa, seguida de
la DTP3 y la vacunación contra el sarampión. Ya para los indicadores adversos la orientación
indica exceso para los hogares pobres, colocando las razones Q1/Q5 y los índices de
concentración notables altos.
Tabla 2
Distribución de las medidas de desigualdad en todas las encuestas
Indicador SII mediana RIC del SII RII mediana Índice de
concentración
DTP3 15,149 3,615–31,473 1,216 0,0296
Vacunación
completa 16,155 3,501–28,656 1,285 0,0381
Sarampión 14,774 4,663–28,886 1,205 0,0278
Sin dosis de DTP 7,540 2,477–23,668 Q1/Q5 2,888 0,1918
Cero dosis
integral 4,003 0,847–12,104 Q1/Q5 3,464 0,2366
Nota. SII expresado en puntos porcentuales. Para resultados adversos se presenta el exceso orientado hacia los
hogares pobres. RIC: rango intercuartílico.
Tendencias temporales
Los modelos ponderados evidenciaron una marcada disminución de la desigualdad
absoluta para los cinco indicadores. En los resultados favorables, la ca í da fue de unos cinco
puntos porcentuales del SII por cada década. En cambio, la tendencia relativa no muestra un
comportamiento homogéneo: sí disminuyó el RII para vacunación completa y sarampión, pero no
se demostró un cambio estadísticamente significativo para DTP3.
3 Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 3577
Tabla 3
Cambio ajustado de las desigualdades por década
Indicador Medida Cambio por
década IC95% p
DTP3 SII −4,895 −8,038 a −1,752 0,0023
Vacunación completa SII −5,689 −9,633 a −1,744 0,0047
Sarampión SII −5,136 −8,730 a −1,543 0,0051
Sin dosis de DTP SII orientado −2,313 −3,795 a −0,831 0,0022
Cero dosis integral SII orientado −0,642 −1,128 a −0,157 0,0095
DTP3 RII 0,989 0,969 a 1,009 0,271
Vacunación completa RII 0,917 0,870 a 0,967 0,0013
Sarampión RII 0,942 0,906 a 0,979 0,0025
Nota. Modelos ponderados por precisión, ajustados por región OMS y grupo de ingreso, con errores estándar
agrupados por país. Para RII se presenta el multiplicador por década.
Figura 1
Cambio ajustado del índice de desigualdad de la pendiente por década.
Los puntos representan coeficientes y las barras sus IC95%. Los indicadores adversos se
orientaron hacia la mayor carga en los hogares pobres. Fuente: elaboración propia con datos del
WHO Health Inequality Data Repository.
Heterogeneidad entre países
Los modelos multinivel confirmaron el descenso absoluto y evidenciaron una variación
notable entre países. Los coeficientes temporales fueron −7,54 puntos porcentuales por década
para DTP3, −7,08 para vacunación completa y −6,21 para sarampión. Las variaciones de
Tabla 3
Cambio ajustado de las desigualdades por década
Indicador Medida Cambio por
década IC95% p
DTP3 SII −4,895 −8,038 a −1,752 0,0023
Vacunación completa SII −5,689 −9,633 a −1,744 0,0047
Sarampión SII −5,136 −8,730 a −1,543 0,0051
Sin dosis de DTP SII orientado −2,313 −3,795 a −0,831 0,0022
Cero dosis integral SII orientado −0,642 −1,128 a −0,157 0,0095
DTP3 RII 0,989 0,969 a 1,009 0,271
Vacunación completa RII 0,917 0,870 a 0,967 0,0013
Sarampión RII 0,942 0,906 a 0,979 0,0025
Nota. Modelos ponderados por precisión, ajustados por región OMS y grupo de ingreso, con errores estándar
agrupados por país. Para RII se presenta el multiplicador por década.
Figura 1
Cambio ajustado del índice de desigualdad de la pendiente por década.
Los puntos representan coeficientes y las barras sus IC95%. Los indicadores adversos se
orientaron hacia la mayor carga en los hogares pobres. Fuente: elaboración propia con datos del
WHO Health Inequality Data Repository.
Heterogeneidad entre países
Los modelos multinivel confirmaron el descenso absoluto y evidenciaron una variación
notable entre países. Los coeficientes temporales fueron −7,54 puntos porcentuales por década
para DTP3, −7,08 para vacunación completa y −6,21 para sarampión. Las variaciones de
3 Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 3578
intercepto por país fueron 192,85, 175,73 y 149,05, respectivamente, mostrando que la tendencia
promedio coexiste con trayectorias nacionales muy discrepantes.
Tabla 4
Modelos multinivel de desigualdad absoluta
Indicador Cambio por
década IC95% p Varianza país
DTP3 −7,537 −8,862 a −6,212 <0,001 192,846
Vacunación
completa −7,078 −8,548 a −5,607 <0,001 175,726
Sarampión −6,211 −7,523 a −4,899 <0,001 149,050
Nota. Modelos con intercepto aleatorio por país. El coeficiente temporal se expresa en puntos porcentuales de SII por
década.
Situación más reciente y persistencia
La mediana del año de la encuesta más reciente fue de 2019 para DTP3, sarampión y
ausencia de atender DTP; y de 2018,5 para vacunación completa y cero dosis integrales. Para las
últimas observaciones más de la mitad de los países mantuvieron un SII significativamente
positivo para los hogares ricos para cada uno de los resultados positivos. La persistencia en la
mirada longitudinal se identificó en 36 de 76 países para DTP3, en 30 de 75 para vacunación
completa y en 36 de 77 para sarampión.
Tabla 5
Desigualdad en la encuesta más reciente
Indicador n Año mediano SII mediana RIC del
SII Medida relativa
DTP3 109 2019 8,23 2,36–
23,60 RII 1,127
Vacunación
completa 106 2018,5 10,19 −1,51–
22,84 RII 1,160
Sarampión 109 2019 10,96 1,11–
25,04 RII 1,145
Sin dosis de DTP 109 2019 5,33 1,11–
15,68 Q1/Q5 2,127
Cero dosis integral 105 2018 2,78 0,28–
11,72 Q1/Q5 2,667
Nota. SII expresado en puntos porcentuales y orientado hacia la desventaja de los pobres para resultados
adversos.
intercepto por país fueron 192,85, 175,73 y 149,05, respectivamente, mostrando que la tendencia
promedio coexiste con trayectorias nacionales muy discrepantes.
Tabla 4
Modelos multinivel de desigualdad absoluta
Indicador Cambio por
década IC95% p Varianza país
DTP3 −7,537 −8,862 a −6,212 <0,001 192,846
Vacunación
completa −7,078 −8,548 a −5,607 <0,001 175,726
Sarampión −6,211 −7,523 a −4,899 <0,001 149,050
Nota. Modelos con intercepto aleatorio por país. El coeficiente temporal se expresa en puntos porcentuales de SII por
década.
Situación más reciente y persistencia
La mediana del año de la encuesta más reciente fue de 2019 para DTP3, sarampión y
ausencia de atender DTP; y de 2018,5 para vacunación completa y cero dosis integrales. Para las
últimas observaciones más de la mitad de los países mantuvieron un SII significativamente
positivo para los hogares ricos para cada uno de los resultados positivos. La persistencia en la
mirada longitudinal se identificó en 36 de 76 países para DTP3, en 30 de 75 para vacunación
completa y en 36 de 77 para sarampión.
Tabla 5
Desigualdad en la encuesta más reciente
Indicador n Año mediano SII mediana RIC del
SII Medida relativa
DTP3 109 2019 8,23 2,36–
23,60 RII 1,127
Vacunación
completa 106 2018,5 10,19 −1,51–
22,84 RII 1,160
Sarampión 109 2019 10,96 1,11–
25,04 RII 1,145
Sin dosis de DTP 109 2019 5,33 1,11–
15,68 Q1/Q5 2,127
Cero dosis integral 105 2018 2,78 0,28–
11,72 Q1/Q5 2,667
Nota. SII expresado en puntos porcentuales y orientado hacia la desventaja de los pobres para resultados
adversos.
3 Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 3579
Tabla 6
Persistencia longitudinal de la desigualdad socioeconómica
Indicador Países elegibles Persistencia n Persistencia %
DTP3 76 36 47,4
Vacunación completa 75 30 40,0
Sarampión 77 36 46,8
Nota. Países con tres o más encuestas. Persistencia: límite inferior del IC95% del SII >0 en las dos encuestas más
recientes.
Figura 2
Persistencia longitudinal de la desigualdad socioeconómica
Porcentaje de países elegibles con un límite inferior del IC95% del SII mayor que cero en
cada una de las dos encuestas más recientes. Fuente: elaboración propia.
Patrones regionales y por ingreso
Las medianas más altas del SII para el DTP3 fueron observadas en la región del Pacífico
Occidental y en la región de África; el resto de las regiones presentaban valores que estaban cerca
del cero. Mientras que al clasificar por nivel de ingreso la mediana fue de 23.70 puntos
porcentuales para los países de ingresos bajos, de 18.57 puntos porcentuales para los países de
ingresos medianos bajos, de 5.91 puntos porcentuales para los países de ingresos medianos altos,
y de 8.06 puntos porcentuales para los países de ingresos altos. Lo anterior describe la muestra
disponible y no se deben considerar como efectos causales atribuibles a la región o al ingreso
nacional.
Tabla 6
Persistencia longitudinal de la desigualdad socioeconómica
Indicador Países elegibles Persistencia n Persistencia %
DTP3 76 36 47,4
Vacunación completa 75 30 40,0
Sarampión 77 36 46,8
Nota. Países con tres o más encuestas. Persistencia: límite inferior del IC95% del SII >0 en las dos encuestas más
recientes.
Figura 2
Persistencia longitudinal de la desigualdad socioeconómica
Porcentaje de países elegibles con un límite inferior del IC95% del SII mayor que cero en
cada una de las dos encuestas más recientes. Fuente: elaboración propia.
Patrones regionales y por ingreso
Las medianas más altas del SII para el DTP3 fueron observadas en la región del Pacífico
Occidental y en la región de África; el resto de las regiones presentaban valores que estaban cerca
del cero. Mientras que al clasificar por nivel de ingreso la mediana fue de 23.70 puntos
porcentuales para los países de ingresos bajos, de 18.57 puntos porcentuales para los países de
ingresos medianos bajos, de 5.91 puntos porcentuales para los países de ingresos medianos altos,
y de 8.06 puntos porcentuales para los países de ingresos altos. Lo anterior describe la muestra
disponible y no se deben considerar como efectos causales atribuibles a la región o al ingreso
nacional.
3 Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 3580
Tabla 7
Desigualdad de DTP3 por región de la OMS
Región Países Ondas SII mediana RII mediana Concentraci
ón
África 41 195 21,926 1,344 0,045
Américas 21 92 7,954 1,099 0,014
Mediterráneo Oriental 12 32 11,577 1,208 0,030
Europa 16 46 −0,774 1,000 −0,002
Asia Sudoriental 7 32 10,409 1,191 0,022
Pacífico Occidental 12 37 25,086 1,416 0,053
Nota. Estadísticas descriptivas de todas las ondas elegibles; composición temporal y de países
no uniforme.
Figura 3
Heterogeneidad regional de la desigualdad económica en DTP3
Medianas descriptivas del SII por región de la OMS; la composición de países y periodos no es uniforme. Fuente:
elaboración propia.
Análisis de sensibilidad
La disminución del SII de DTP3 fue estable bajo todas las restricciones. Los coeficientes
oscilaban entre −7,38 y −7,65 puntos porcentuales por década y todos los intervalos de confianza
excluyeron el valor nulo. La consistencia frente al número mínimo de encuestas, la fuente y el
Tabla 7
Desigualdad de DTP3 por región de la OMS
Región Países Ondas SII mediana RII mediana Concentraci
ón
África 41 195 21,926 1,344 0,045
Américas 21 92 7,954 1,099 0,014
Mediterráneo Oriental 12 32 11,577 1,208 0,030
Europa 16 46 −0,774 1,000 −0,002
Asia Sudoriental 7 32 10,409 1,191 0,022
Pacífico Occidental 12 37 25,086 1,416 0,053
Nota. Estadísticas descriptivas de todas las ondas elegibles; composición temporal y de países
no uniforme.
Figura 3
Heterogeneidad regional de la desigualdad económica en DTP3
Medianas descriptivas del SII por región de la OMS; la composición de países y periodos no es uniforme. Fuente:
elaboración propia.
Análisis de sensibilidad
La disminución del SII de DTP3 fue estable bajo todas las restricciones. Los coeficientes
oscilaban entre −7,38 y −7,65 puntos porcentuales por década y todos los intervalos de confianza
excluyeron el valor nulo. La consistencia frente al número mínimo de encuestas, la fuente y el
3 Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 3581
tamaño de los subgrupos reducen la probabilidad de que la conclusión central dependa de una
única decisión analítica.
Tabla 8
Sensibilidad de la tendencia del SII de DTP3
Especificación Cambio por
década IC95% p
Países con ≥2 ondas −7,415 −9,547 a −5,284 <0,001
Países con ≥3 ondas −7,378 −9,505 a −5,252 <0,001
Países con ≥4 ondas −7,585 −9,872 a −5,298 <0,001
Solo DHS o MICS −7,601 −9,868 a −5,334 <0,001
Excluye subgrupos de 25–49 −7,653 −9,948 a −5,358 <0,001
Nota. Coeficientes en puntos porcentuales de SII por década.
DISCUSIÓN
De acuerdo con este análisis se concluye que las desigualdades económicas en la
vacunación en la infancia han disminuido en términos absolutos, aunque no han llegado a
desaparecer del todo. El SII ha tenido un descenso significativo para DTP3, vacunación completa
y sarampión, y también con respecto a la cero dosis. En cambio, el RII ha tenido un desarrollo
menos uniforme; se ha querido definir el RII para vacunación completa y sarampión. En los
resultados de DTP3 no hubo una convergencia cuya significación estadística fuese concluyente.
La sucesión de escaladas es el elemento en sí mismo de mayor importancia. Una
disminución en el SII de los extremos económicos implica que la brecha en puntos porcentuales
se ha acortado. El SII Stability resume que esa mejora en el SII no afecta necesariamente de forma
proporcional a los niños de hogares pobres y a sus posiciones usualmente menos favorables. Se
ha avanzado de este modo en parte en la brecha cuantitativa, aunque el gradiente social continúa
y afecta a quién le toca disfrutar a tiempo del programa.
La persistencia tampoco se restringía a casos concretos. En el grupo de países que
disponían de tres o más encuestas, el SII se mantenía estadísticamente significativo para las dos
observaciones más recientes (en los casos de DTP3, 47,4 %; en el de la vacunación completa,
40,0 %; en el de sarampión, 46,8%). Este criterio es más estricto que el de una diferencia Q5–Q1
en tanto exige desigualdad estadísticamente significativa y además s reproducida en sucesivas
mediciones.
En lo que respeta a la reducción absoluta , las desigualdades entre escalas son del todo
justificadas en la medida en la que se incrementa la cobertura global , el quintil que más se
beneficia de la mejora de la cobertura se aproxima o alcanza el 100% , y se va recortando el
espacio matemático correspondiente a las brechas absolutas: las mejoras aplicadas a los grupos
en situación de desventaja van hacia la diferencia en puntos porcentuales, pero no garantizan que
tamaño de los subgrupos reducen la probabilidad de que la conclusión central dependa de una
única decisión analítica.
Tabla 8
Sensibilidad de la tendencia del SII de DTP3
Especificación Cambio por
década IC95% p
Países con ≥2 ondas −7,415 −9,547 a −5,284 <0,001
Países con ≥3 ondas −7,378 −9,505 a −5,252 <0,001
Países con ≥4 ondas −7,585 −9,872 a −5,298 <0,001
Solo DHS o MICS −7,601 −9,868 a −5,334 <0,001
Excluye subgrupos de 25–49 −7,653 −9,948 a −5,358 <0,001
Nota. Coeficientes en puntos porcentuales de SII por década.
DISCUSIÓN
De acuerdo con este análisis se concluye que las desigualdades económicas en la
vacunación en la infancia han disminuido en términos absolutos, aunque no han llegado a
desaparecer del todo. El SII ha tenido un descenso significativo para DTP3, vacunación completa
y sarampión, y también con respecto a la cero dosis. En cambio, el RII ha tenido un desarrollo
menos uniforme; se ha querido definir el RII para vacunación completa y sarampión. En los
resultados de DTP3 no hubo una convergencia cuya significación estadística fuese concluyente.
La sucesión de escaladas es el elemento en sí mismo de mayor importancia. Una
disminución en el SII de los extremos económicos implica que la brecha en puntos porcentuales
se ha acortado. El SII Stability resume que esa mejora en el SII no afecta necesariamente de forma
proporcional a los niños de hogares pobres y a sus posiciones usualmente menos favorables. Se
ha avanzado de este modo en parte en la brecha cuantitativa, aunque el gradiente social continúa
y afecta a quién le toca disfrutar a tiempo del programa.
La persistencia tampoco se restringía a casos concretos. En el grupo de países que
disponían de tres o más encuestas, el SII se mantenía estadísticamente significativo para las dos
observaciones más recientes (en los casos de DTP3, 47,4 %; en el de la vacunación completa,
40,0 %; en el de sarampión, 46,8%). Este criterio es más estricto que el de una diferencia Q5–Q1
en tanto exige desigualdad estadísticamente significativa y además s reproducida en sucesivas
mediciones.
En lo que respeta a la reducción absoluta , las desigualdades entre escalas son del todo
justificadas en la medida en la que se incrementa la cobertura global , el quintil que más se
beneficia de la mejora de la cobertura se aproxima o alcanza el 100% , y se va recortando el
espacio matemático correspondiente a las brechas absolutas: las mejoras aplicadas a los grupos
en situación de desventaja van hacia la diferencia en puntos porcentuales, pero no garantizan que
3 Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 3582
se obtendrán medidas de progreso proporcionalmente equivalentes ; en otras palabras , no
permiten eliminar las condiciones que dan lugar a la existencia de la propia gradiente.
Al realizar la extrapolación con los datos del DTP3, el descenso del SII ajustado fue de
4,90 puntos porcentuales por década, mientras que el descenso del RII carecía de significación
estadística. Desde una interpretación prudente no hay que entender que la desigualdad hubiera
permanecido totalmente inalterada, sino que hay evidencias de reducciones absolutas en la
desigualdad sin ser éstas reconocidas como convergencia relativa sostenida. Para la vacunación
completa para la vacunación para el sarampión se redujeron las escalas, pero las medianas de SII
de 10,19 y 10,96 puntos porcentuales muestran que existen desigualdades residuales importantes.
Al llevar a cabo esta comparación con la evidencia internacional, Los resultados son
compatibles con los de Bergen et al. (2026), que, sobre un total de 182 encuestas realizadas sobre
hasta 92 países con ingresos bajos y medios, documentaban que a lo largo de la última dé cada ha
existido una cierta perpetuación de las desigualdades económicas y educativas y con
heterogeneidad entre países. También coincide con los estudios de Dimitrova et al. (2023) y Bobo
et al. (2022), donde se atestiguan desigualdades espaciales y económicas utilizando análisis
multinacionales. La evidencia que proviene de Inglaterra, por su lado, afirma que la desigualdad
puede aumentar también en el contexto de un sistema de altos ingresos, en el caso de que se
disminuya su cobertura (Flatt et al., 2024). El valor añadido diferencial del presente estudio no es
el presentado por primera vez esa persistencia, sino el evaluar 1991–2023, abordar hasta 109
países, modelar el tiempo de manera continua y la combinación de absolutas, relativas y de
concentración, incluyendo una definición longitudinal reproducible.
Los hallazgos sobre las cero dosis son afines con lo indicado por Bergen et al. (2022): en
el análisis de 89 países, la prevalencia mediana de cero dosis DTP fue del 7,6 %, con
desigualdades especialmente grandes en países de ingresos bajos. El seguimiento longitudinal
realizado en India muestra un descenso muy pronunciado junto con concentraciones residuales
en grupos y territorios desfavorecidos (Johri et al., 2021; Rajpal et al., 2023). La prueba que
proporciona los países con reducciones excepcionales muestra, por otra parte, que la evolución
del país y la desigualdad geográfica no siempre evolucionan a una misma velocidad (Fullman et
al., 2023). En nuestro análisis, la concentración económica de la exclusión fue más alta que la
referida a los indicadores en positivo. En las encuestas más recientes, la razón Q1/Q5 fue 2,13
para ausencia de DTP, 2,67 para cero dosis integrales; una pequeña diferencia absoluta no
significa que la exclusión esté bien equilibrada cuando la prevalencia nacional es baja.
Respecto a la heterogeneidad y los mecanismos plausibles; Las medianas regionales y por
ingresos mostraron una heterogeneidad considerable. La desigualdad en la DTP3 era mayor en
los países con ingresos bajos, así como en las muestras de África y el Pacífico occidental. Los
análisis realizados en 24 países africanos hasta ahora también habían mostrado —de hecho, dejan
entrever que— la cobertura a nivel nacional podría diluir focos distritales de abandono en DTP1
se obtendrán medidas de progreso proporcionalmente equivalentes ; en otras palabras , no
permiten eliminar las condiciones que dan lugar a la existencia de la propia gradiente.
Al realizar la extrapolación con los datos del DTP3, el descenso del SII ajustado fue de
4,90 puntos porcentuales por década, mientras que el descenso del RII carecía de significación
estadística. Desde una interpretación prudente no hay que entender que la desigualdad hubiera
permanecido totalmente inalterada, sino que hay evidencias de reducciones absolutas en la
desigualdad sin ser éstas reconocidas como convergencia relativa sostenida. Para la vacunación
completa para la vacunación para el sarampión se redujeron las escalas, pero las medianas de SII
de 10,19 y 10,96 puntos porcentuales muestran que existen desigualdades residuales importantes.
Al llevar a cabo esta comparación con la evidencia internacional, Los resultados son
compatibles con los de Bergen et al. (2026), que, sobre un total de 182 encuestas realizadas sobre
hasta 92 países con ingresos bajos y medios, documentaban que a lo largo de la última dé cada ha
existido una cierta perpetuación de las desigualdades económicas y educativas y con
heterogeneidad entre países. También coincide con los estudios de Dimitrova et al. (2023) y Bobo
et al. (2022), donde se atestiguan desigualdades espaciales y económicas utilizando análisis
multinacionales. La evidencia que proviene de Inglaterra, por su lado, afirma que la desigualdad
puede aumentar también en el contexto de un sistema de altos ingresos, en el caso de que se
disminuya su cobertura (Flatt et al., 2024). El valor añadido diferencial del presente estudio no es
el presentado por primera vez esa persistencia, sino el evaluar 1991–2023, abordar hasta 109
países, modelar el tiempo de manera continua y la combinación de absolutas, relativas y de
concentración, incluyendo una definición longitudinal reproducible.
Los hallazgos sobre las cero dosis son afines con lo indicado por Bergen et al. (2022): en
el análisis de 89 países, la prevalencia mediana de cero dosis DTP fue del 7,6 %, con
desigualdades especialmente grandes en países de ingresos bajos. El seguimiento longitudinal
realizado en India muestra un descenso muy pronunciado junto con concentraciones residuales
en grupos y territorios desfavorecidos (Johri et al., 2021; Rajpal et al., 2023). La prueba que
proporciona los países con reducciones excepcionales muestra, por otra parte, que la evolución
del país y la desigualdad geográfica no siempre evolucionan a una misma velocidad (Fullman et
al., 2023). En nuestro análisis, la concentración económica de la exclusión fue más alta que la
referida a los indicadores en positivo. En las encuestas más recientes, la razón Q1/Q5 fue 2,13
para ausencia de DTP, 2,67 para cero dosis integrales; una pequeña diferencia absoluta no
significa que la exclusión esté bien equilibrada cuando la prevalencia nacional es baja.
Respecto a la heterogeneidad y los mecanismos plausibles; Las medianas regionales y por
ingresos mostraron una heterogeneidad considerable. La desigualdad en la DTP3 era mayor en
los países con ingresos bajos, así como en las muestras de África y el Pacífico occidental. Los
análisis realizados en 24 países africanos hasta ahora también habían mostrado —de hecho, dejan
entrever que— la cobertura a nivel nacional podría diluir focos distritales de abandono en DTP1
3 Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 3583
y DTP3 (Kirkby et al., 2021). Pero estas asociaciones no marcan la causalidad: composición de
países, periodicidad de las encuestas, conflictos, calidad del sistema de salud, período observado,
son variables existentes entre grupos.
El diseño no propicia el análisis de los mecanismos; Sin embargo, los patrones son
congruentes con los costos de la señalización, las distancias, los horarios incompatibles con el
trabajo de los cuidadores y el desabastecimiento, los casos perdidos, la movilidad, la falta de
documentación, la discriminación y las desigualdades en el acceso a información objetiva. Una
revisión más actual la situación í a en lo socioeconómico, en lo geográfico, en lo materno y en lo
vinculado al sistema sanitario como determinantes sociales de salud que se repiten en cuanto a
inequidades (Williams et al., 2024). En los niños con cero dosis, estas barreras podrían ser un tipo
de la desconexión en relación con la atención primaria, el registro civil y la protección social. La
pobreza se debe entender como punto de vista dentro de unas estructuras desiguales y no como
un atributo característico heredado de las familias.
Respecto a las implicaciones para las políticas; Mejorar la cobertura a nivel nacional es
necesario y, no obstante, es insuficiente. El monitoreaje diario corresponde a SII, RII, índice de
concentración, indicadores de cero dosis e intervalos de incertidumbre. Las respuestas deben ser
la combinación de servicios universales y de un reflejo de la intensidad proporcional a la
desventaja; microplanificación subnacional, integración de la atención primaria y la protección
social, servicios móviles (integrando protección social), seguimiento activo, recuperación de
esquemas, reducción de oportunidades perdidas y sistemas nominales interoperables. El reparto
debe responder a los obstáculos documentados localmente y no únicamente a promedios
nacionales.
Las deficiencias están relacionadas con la falta de especificación de lo que se entiende
por la utilización de una base de datos armonizada, la extensión de más de 30 años de datos, el
hecho de que analiza 109 países o que permite datos absolutos, relativos y de concentración. La
ponderación por precisión, el agrupamiento por país, los modelos multinivel y las sensibilidades
sirven para medir la estabilidad de los resultados. La definición justificativa de persistente impide
concluir que haya permanencia con una mera comparación entre quintiles.
En primer lugar, el análisis considera estimaciones agregadas y no microdatos, no
ajustándose simultáneamente por educación materna, residencia, etnicidad u otras dimensiones,
ni interpretando relaciones como efectos individuales o causales.
En segundo lugar, la disponibilidad de encuestas no era igual en todos los países. Los
países con frecuencia de medición aportarán más información y una falta de datos centrará más
la información que se tiene sobre contextos frágiles. Los modelos se acortan, se disminuyen, este
sesgo de disponibilidad.
En tercer lugar, los cambios en instrumentos, definición, disponibilidad de cartillas,
recordar a los cuidadores y la construcción del índice de riqueza pueden influir negativamente en
y DTP3 (Kirkby et al., 2021). Pero estas asociaciones no marcan la causalidad: composición de
países, periodicidad de las encuestas, conflictos, calidad del sistema de salud, período observado,
son variables existentes entre grupos.
El diseño no propicia el análisis de los mecanismos; Sin embargo, los patrones son
congruentes con los costos de la señalización, las distancias, los horarios incompatibles con el
trabajo de los cuidadores y el desabastecimiento, los casos perdidos, la movilidad, la falta de
documentación, la discriminación y las desigualdades en el acceso a información objetiva. Una
revisión más actual la situación í a en lo socioeconómico, en lo geográfico, en lo materno y en lo
vinculado al sistema sanitario como determinantes sociales de salud que se repiten en cuanto a
inequidades (Williams et al., 2024). En los niños con cero dosis, estas barreras podrían ser un tipo
de la desconexión en relación con la atención primaria, el registro civil y la protección social. La
pobreza se debe entender como punto de vista dentro de unas estructuras desiguales y no como
un atributo característico heredado de las familias.
Respecto a las implicaciones para las políticas; Mejorar la cobertura a nivel nacional es
necesario y, no obstante, es insuficiente. El monitoreaje diario corresponde a SII, RII, índice de
concentración, indicadores de cero dosis e intervalos de incertidumbre. Las respuestas deben ser
la combinación de servicios universales y de un reflejo de la intensidad proporcional a la
desventaja; microplanificación subnacional, integración de la atención primaria y la protección
social, servicios móviles (integrando protección social), seguimiento activo, recuperación de
esquemas, reducción de oportunidades perdidas y sistemas nominales interoperables. El reparto
debe responder a los obstáculos documentados localmente y no únicamente a promedios
nacionales.
Las deficiencias están relacionadas con la falta de especificación de lo que se entiende
por la utilización de una base de datos armonizada, la extensión de más de 30 años de datos, el
hecho de que analiza 109 países o que permite datos absolutos, relativos y de concentración. La
ponderación por precisión, el agrupamiento por país, los modelos multinivel y las sensibilidades
sirven para medir la estabilidad de los resultados. La definición justificativa de persistente impide
concluir que haya permanencia con una mera comparación entre quintiles.
En primer lugar, el análisis considera estimaciones agregadas y no microdatos, no
ajustándose simultáneamente por educación materna, residencia, etnicidad u otras dimensiones,
ni interpretando relaciones como efectos individuales o causales.
En segundo lugar, la disponibilidad de encuestas no era igual en todos los países. Los
países con frecuencia de medición aportarán más información y una falta de datos centrará más
la información que se tiene sobre contextos frágiles. Los modelos se acortan, se disminuyen, este
sesgo de disponibilidad.
En tercer lugar, los cambios en instrumentos, definición, disponibilidad de cartillas,
recordar a los cuidadores y la construcción del índice de riqueza pueden influir negativamente en
3 Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 3584
la comparabilidad. Los quintiles son posiciones relativas dentro de cada una de las encuestas y no
son umbrales absolutos de ingresos que se puedan comparar entre los países.
En cuarto lugar, la clasificación del ingreso que sirvió para el ajuste no reconstruye en
absoluto la categoría histórica de cada país en cada encuesta; es decir, los resultados estratificados
son una descripción de la clasificación analítica y no del efecto de moverse de unos niveles de
ingreso a otros.
Quinto, la simulación propaga el error estándar de cada estimación, también es realizar la
reconstrucción de todas las covarianzas de la simulación consideradas como complejas. En este
sentido, la definición de persistencia es conservadora; también pueden clasificarse como no
persistentes las brechas significativas con intervalos de amplitud baja.
Finalmente, la etapa en cuestión abarca conflictos, la crisis económica y la pandemia del
COVID-19, y la literatura refleja las disrupciones del todo global en la etapa crítica (2020), la
recuperación desigual, la persistencia de déficits en la mayoría de países, de acuerdo con la
literatura (Causey et al., 2021; Shet et al., 2022; Evans et al., 2023, 2025). Una revisión sistemática
encontró que la manera en que se percibe la distribución de la pandemia, depende del contexto y
estratificador (Spencer et al., 2022) y el análisis peruano mostró una caída más fuerte entre los
niños pobres en el año 2020 (Silva et al., 2025). Nuestros modelos estiman una tendencia media
de largo plazo; no detectan interrupciones por eventos específicos y no recogen todas las facetas
interseccionalidades de la desigualdad.
CONCLUSIONES
Entre los años 1991 y 2023 han disminuido, pero no se han extinguido las desigualdades
económicas absolutas en la inmunización infantil. Para la DTP3, se observa una reducción
absoluta no acompañada de una convergencia relativa definitiva. En cerca de cuatro de cada diez
a uno de cada dos países con información longitudinal suficiente, la desigualdad favorable a los
hogares ricos persistió en las dos encuestas más recientes.
Los niños con cero dosis seguirán concentrándose desmesuradamente en los hogares con
alto porcentaje de pobreza. El progreso medio y el progreso igualitario no son equivalentes. La
vigilancia internacional debe evaluar conjuntamente la grandeza absoluta, la desigualdad relativa,
la concentración socioeconómica y la persistencia a lo largo del tiempo. La inmunización
universal, en parte, requiere aumentar extremadamente y cambiar principalmente las condiciones
sociales y organizativas que entienden quién se queda fuera de los servicios.
la comparabilidad. Los quintiles son posiciones relativas dentro de cada una de las encuestas y no
son umbrales absolutos de ingresos que se puedan comparar entre los países.
En cuarto lugar, la clasificación del ingreso que sirvió para el ajuste no reconstruye en
absoluto la categoría histórica de cada país en cada encuesta; es decir, los resultados estratificados
son una descripción de la clasificación analítica y no del efecto de moverse de unos niveles de
ingreso a otros.
Quinto, la simulación propaga el error estándar de cada estimación, también es realizar la
reconstrucción de todas las covarianzas de la simulación consideradas como complejas. En este
sentido, la definición de persistencia es conservadora; también pueden clasificarse como no
persistentes las brechas significativas con intervalos de amplitud baja.
Finalmente, la etapa en cuestión abarca conflictos, la crisis económica y la pandemia del
COVID-19, y la literatura refleja las disrupciones del todo global en la etapa crítica (2020), la
recuperación desigual, la persistencia de déficits en la mayoría de países, de acuerdo con la
literatura (Causey et al., 2021; Shet et al., 2022; Evans et al., 2023, 2025). Una revisión sistemática
encontró que la manera en que se percibe la distribución de la pandemia, depende del contexto y
estratificador (Spencer et al., 2022) y el análisis peruano mostró una caída más fuerte entre los
niños pobres en el año 2020 (Silva et al., 2025). Nuestros modelos estiman una tendencia media
de largo plazo; no detectan interrupciones por eventos específicos y no recogen todas las facetas
interseccionalidades de la desigualdad.
CONCLUSIONES
Entre los años 1991 y 2023 han disminuido, pero no se han extinguido las desigualdades
económicas absolutas en la inmunización infantil. Para la DTP3, se observa una reducción
absoluta no acompañada de una convergencia relativa definitiva. En cerca de cuatro de cada diez
a uno de cada dos países con información longitudinal suficiente, la desigualdad favorable a los
hogares ricos persistió en las dos encuestas más recientes.
Los niños con cero dosis seguirán concentrándose desmesuradamente en los hogares con
alto porcentaje de pobreza. El progreso medio y el progreso igualitario no son equivalentes. La
vigilancia internacional debe evaluar conjuntamente la grandeza absoluta, la desigualdad relativa,
la concentración socioeconómica y la persistencia a lo largo del tiempo. La inmunización
universal, en parte, requiere aumentar extremadamente y cambiar principalmente las condiciones
sociales y organizativas que entienden quién se queda fuera de los servicios.
3 Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 3585
REFERENCIAS
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