Barreras en el acceso a la atención odontológica

Barriers to accessing dental care

Alberto Paredes Mosquera^I, Gabriela Aguilar Pionce^I, Walkiria López Vivas^I, Tatiana Elizalde Sarango^I, Gabriel Campos Lascano^I, Gustavo García Carpio^I, Jenny Guerrero Ferreccio^II, Marcelo Armijos Briones^III

^I. Posgrado de Endodoncia, Universidad Católica de Santiago de Guayaquil, Guayaquil, Guayas, Ecuador

alberto.paredes02@cu.ucsg.edu.ec. https://orcid.org/0009-0006-7739-6826

^II. Posgrado de Endodoncia, Universidad Católica de Santiago de Guayaquil, Guayaquil, Guayas, Ecuador

jenny.guerrero01@cu.ucsg.edu.ec. https://orcid.org/0009-0006-3755-6645

^III. Carrera de Odontología, Universidad de Especialidades Espíritu Santo, Samborondón, Guayas, Ecuador

fernandoarmijos@uees.edu.ec. https://orcid.org/0000-0002-5500-4768

Recibido:  16/02/2026                      Revisado: 19/02/2026

Aprobado: 06/03/2026                      Publicado: 01/05/2026

RESUMEN

Introducción: La salud bucodental es un componente esencial del bienestar general; sin embargo, el acceso a la atención odontológica en Ecuador se encuentra condicionada por desigualdades sociales, económicas y territoriales. Objetivo: Identificar la influencia de determinantes sociales (escolaridad, tipo de seguro, nivel socioeconómico, área de residencia y grupos vulnerables) y de barreras del sistema (costos, tiempos de espera y disponibilidad) sobre el acceso y el uso de servicios odontológicos en la atención primaria. Metodología: Se realizó un estudio transversal analítico con análisis secundario de microdatos de la ENSANUT 2018, con representatividad nacional. El acceso a atención odontológica en el último año se definió como variable dependiente y se incluyeron determinantes sociodemográficos, socioeconómicos y geográficos como independientes. Se aplicaron análisis descriptivos y regresión logística binaria para estimar OR crudas y ajustadas (IC95%). Resultados: En el modelo ajustado, el sexo femenino presentó mayor probabilidad de acceso que el masculino (ORa=1,19; IC95%: 1,09–1,29) y residir en la Costa se asoció con menor acceso que en la Sierra (ORa=0,73; IC95%: 0,66–0,81). Las personas afrodescendientes y blancas mostraron mayor acceso que la población indígena, y las casadas o unidas tuvieron menor utilización que las solteras. Se observó un gradiente socioeconómico a favor de los quintiles más altos y de la población no pobre por NBI; el área urbano-rural, la instrucción y la pobreza por ingreso no mantuvieron asociación independiente tras el ajuste. Conclusiones: El acceso a servicios odontológicos continuó siendo inequitativo y dependió de determinantes sociales estructurales, lo que evidenció la necesidad de fortalecer políticas de equidad con estrategias territorializadas e interculturales, y mecanismos de protección financiera.

Palabras claves: acceso a servicios de salud, salud bucodental, desigualdades sociales, atención primaria, Ecuador.

ABSTRACT

Introduction: Oral health is an essential component of overall well-being; however, access to dental care in Ecuador is conditioned by social, economic, and territorial inequalities. Objective: To identify the influence of social determinants (education level, type of insurance, socioeconomic status, area of residence, and vulnerable groups) and systemic barriers (costs, waiting times, and availability) on access to and use of dental services in primary care. Methodology: A cross-sectional analytical study was conducted using secondary analysis of microdata from the 2018 National Health and Nutrition Survey (ENSANUT), with national representativeness. Access to dental care in the past year was defined as the dependent variable, and sociodemographic, socioeconomic, and geographic determinants were included as independent variables. Descriptive analyses and binary logistic regression were applied to estimate crude and adjusted odds ratios (95% CI). Results: In the adjusted model, females were more likely to have access than males (aOR=1.19; 95% CI: 1.09–1.29) and residing on the Coast was associated with less access than in the Highlands (aOR=0.73; 95% CI: 0.66–0.81). Afro-descendant and white individuals showed greater access than the Indigenous population and married or cohabiting individuals had lower utilization than single individuals. A socioeconomic gradient was observed favoring the highest quintiles and the population not poor according to the Unsatisfied Basic Needs (UBN) index; urban-rural location, education level, and income poverty did not maintain an independent association after adjustment. Conclusions: Access to dental services remained inequitable and depended on structural social determinants, highlighting the need to strengthen equity policies with territorialized and intercultural strategies, and financial protection mechanisms.

Keywords: access to health services, oral health, social inequalities, primary care, Ecuador.

INTRODUCCIÓN

La salud bucodental constituye un componente esencial del bienestar general y de la calidad de vida de las personas, reflejando su estado físico, psicológico y social, sin embargo, el acceso equitativo a la atención odontológica continúa siendo un desafío global, en donde persisten desigualdades socioeconómicas y geográficas que determinan la utilización de los servicios de salud oral.¹ Diversas investigaciones han identificado que los determinantes sociales de la salud, como el nivel de instrucción, la condición de pobreza y el área de residencia, influyen de manera directa en los hábitos y condiciones de salud oral.²

Las desigualdades educativas y económicas repercuten no solo en la atención oportuna, sino también en los hábitos de autocuidado y en la salud bucal percibidas al comprender las barreras estructurales, económicas y geográficas que condicionan el acceso a la atención odontológica resulta esencial para diseñar políticas públicas orientadas a la igualdad y a la promoción de la salud oral.³

El acceso oportuno a los servicios odontológicos es un componente esencial para mejorar los hábitos de salud oral, en consecuencia, los resultados clínicos poblacionales (población-servicios-costos) operan como vía práctica para la equidad: entre reducir pagos y mejorar la oferta pertinente amplía de la cobertura efectiva y con ello, la adopción de hábitos preventivos y la utilización regular de la atención odontológica. Sin embargo, los grupos con bajo nivel educativo o ingresos reducidos tienden a buscar atención únicamente ante situaciones de urgencia, reflejando un patrón de atención predominantemente curativo más que preventivo.⁴

El modelo de Penchansky y Thomas describe el acceso como el grado de ajuste entre el paciente y el sistema sanitario, determinado por dimensiones como la accesibilidad, disponibilidad, aceptabilidad y la equidad en la atención dental, afectando de forma más severa a poblaciones vulnerables, rurales y con menor educación formal.⁵

En el envejecimiento poblacional, la carga de enfermedades orales entre adultos mayores, como la pérdida dentaria o la enfermedad periodontal, genera una alta demanda de cuidados especializados debido a la limitada cobertura de seguros y los costos de los tratamientos los cuales reducen el acceso, incluso en sistemas con cobertura pública universal.⁶

En países latinoamericanos, el menor uso y acceso a servicios odontológicos han mostrado gradientes socioeconómicos consistentes en el uso de servicios dentales. En Brasil, datos de la Encuesta Nacional de Salud 2019, la visita odontológica en los últimos 12 meses fue entre personas con mayor escolaridad e ingresos, mientras que el uso de servicios públicos y la falta de seguro dental se concentraron en regiones más vulnerables. Estas diferencias regionales y por nivel educativo reflejan desigualdades persistentes en la organización y financiamiento de la atención, traducidas en patrones de uso más interceptivos que preventivos, con impacto negativo sobre la continuidad del cuidado y la consolidación de hábitos.⁷ En población infantil, el nivel educativo del cuidador-tutor ha emergido como determinante clave de desigualdad en la utilización de servicios, actuando como intermediario de conocimientos, ingresos y capacidad de navegación del sistema. Un análisis comparativo de la ENDES en Perú (2017 vs. 2021) mostró una caída sustancial que la mayor escolaridad del tutor explicó la mayor proporción de la desigualdad en el acceso, evidenciando cómo la instrucción condiciona la adopción de prácticas preventivas y la búsqueda temprana de atención.⁸

El Modelo de Atención Integral de Salud Familiar, Comunitario e Intercultural (MAIS-FCI) el cual consiste en las políticas, estrategias, lineamientos y herramientas que se complementan entre sí y se organizan por el Sistema Nacional de Salud para solventar las necesidades de los individuos, familias y comunidades. Se busca la integralidad y complementariedad entre los niveles de atención del Sistema Nacional de Salud. El MAIS-FCI establece la manera de interacción entre los entes del sector público y privado, los integrantes de la red de servicios de salud y la comunidad para establecer conjuntamente soluciones integrales que respondan a los problemas y necesidades de salud de la población y contribuyan al mejoramiento de su calidad de vida.⁹

El Ministerio de Salud Pública (MSP), lidera la provisión pública dentro de un sistema mixto con Instituto Ecuatoriano Seguridad Social (IESS)/Instituto Seguridad Social Fuerzas Armadas (ISSFA)/Instituto Seguridad Social Policía Nacional (ISSPOL) y sector privado. Pese a la cobertura legal, la utilización efectiva de la atención odontológica presenta brechas por tipo de aseguramiento: estudios demuestran que el tipo de seguro de salud y el nivel socioeconómico no determinan la probabilidad de visitar al dentista, mientras que ISSFA/ISSPOL o seguro privado sí se asocian con mayor uso. En la red pública de primer nivel, están disponibles el alivio del dolor-urgencias y las restauraciones básicas, pero rehabilitación protésica dental: coronas-puentes, prótesis bucales, ortodoncia e implantes no forman parte de los beneficios principales, dando paso a las prestaciones del sector privado, elevando la barrera económica.¹⁰

Estudios recientes en Ecuador describen barreras de accesibilidad como costo, tiempo, miedo, y muestran que servicios in situ por ejemplo, clínicas en el trabajo mitigan transporte-tiempo y reducen ansiedad, reforzando la necesidad de acercar la oferta y articularla con la atención primaria de salud.¹¹ En análisis internacionales que incluyen a Ecuador, la odontología se usa más con fines curativos que preventivos y los niños tienen tres veces más probabilidad de estar al día en inmunizaciones que de haber recibido cualquier atención dental, lo que sugiere integrar la salud oral en estrategias preventivas de rutina.¹² Persisten desigualdades urbano-rural y necesidades no cubiertas: se reportan en niños escolares del país elevadas prevalencias de caries dentales evidenciando barreras geográficas y económicas que limitan el acceso oportuno.¹³

Las características sociodemográficas edad, sexo, y situación de vulnerabilidad también modulan de manera individual tanto los hábitos: higiene oral, visitas de control como la utilización de servicios.¹⁴ En gestantes, la literatura documenta la influencia de creencias desfavorables, barreras económicas, idioma-cultura y desinformación clínica: seguridad de tratamientos durante el embarazo sobre la falta de visitas y la higiene bucal.¹⁵ En niños con discapacidad se describen obstáculos adicionales, problemas de comunicación, entornos poco adaptados y disponibilidad limitada de servicios especializados que interfieren con la instauración y mantenimiento de hábitos preventivos y controles periódicos.¹⁶

A pesar de la evidencia internacional y de algunos estudios locales, continúa siendo limitada la información que integran los determinantes sociales, escolaridad, tipo de seguro, nivel socioeconómico, área de residencia y pertenencia a grupos vulnerables, junto con las barreras propias del sistema de salud, costos, tiempos de espera y disponibilidad de servicios, en el contexto de la atención primaria.¹⁷

El propósito de este estudio es identificar cómo los determinantes sociales; escolaridad, tipo de seguro, nivel socioeconómico, área de residencia, grupos vulnerables y las barreras del sistema: costos, tiempos de espera, disponibilidad, limitan el acceso y el uso de los servicios odontológicos en la atención primaria en Ecuador.

MÉTODOS

Se realizó un estudio transversal analítico de base poblacional, a partir de un análisis secundario de los microdatos de la Encuesta Nacional de Salud y Nutrición (ENSANUT) 2018 del Instituto Nacional de Estadísticas y Censos del Ecuador (INEC).

La ENSANUT 2018 realizada por el INEC usó un diseño muestral de tipo probabilístico, bietápico y estratificado por conglomerados. El marco muestral del INEC, construido con el Censo 2010 y actualizaciones cartográficas 2011-2018. La estratificación o dominios de diseño fue de tipo geográficos: 24 provincias (primer nivel) y 9 zonas de planificación. Además, se incluyen las Zonas No Delimitadas para asegurar representatividad nacional, aunque no son dominio de diseño. Para el área de residencia, urbano y rural, el INEC usa la definición CAN (centros de ≥2.000 habitantes).

Las Unidades de muestreo se realizaron en dos etapas. En la primera etapa realizaron la selección estratificada de Unidades Primarias de Muestreo (UPM) con probabilidad proporcional al tamaño (PPT), usando como medida el número de viviendas particulares ocupadas. Luego se enlista cada UPM seleccionada para actualizar el marco. En la segunda etapa realizaron una selección aleatoria de un número variable de viviendas por UPM, en promedio 18 viviendas.

Al final, el tamaño de muestra consideró 2.583 UPM a nivel nacional, distribuidas proporcionalmente por estratos para cumplir la precisión deseada de los principales indicadores (desnutrición crónica <5 años; sobrepeso/obesidad 5-11; proporción de MEF). La cobertura es representativa a nivel nacional, por área, por provincia y por zonas de planificación. Con un tamaño efectivo encuestado. Se investigaron 43.311 hogares y los datos son proporcionados de forma pública en la página web del INEC.

Para el análisis se emplearon los microdatos públicos de la ENSANUT 2018, incorporando las variables relevantes para evaluar los determinantes sociodemográficos asociados al acceso a los servicios odontológicos. La variable dependiente fue el acceso a la atención dental, definida de forma dicotómica según la declaración de haber recibido atención odontológica en el último año. Las variables independientes incluyeron características sociodemográficas como el área de residencia, el sexo, la región geográfica, la autoidentificación étnica, el estado civil y el nivel de instrucción, así como indicadores económicos tales como el quintil de ingresos, la pobreza por ingreso y la pobreza por necesidades básicas insatisfechas.

Para la estimación de asociaciones se desarrollaron análisis descriptivos iniciales que permitieron caracterizar la muestra. Posteriormente, se ejecutó una regresión logística binaria para identificar los factores predictivos del acceso. La selección de variables en el modelo multivariado se sustentó en criterios teóricos y en su relevancia epidemiológica, más allá de su significancia estadística en los análisis bivariados, siguiendo estándares aceptados para estudios poblacionales. Se estimaron razones de momios crudas y ajustadas con sus intervalos de confianza al 95% y se verificó la ausencia de colinealidad mediante factores de inflación de la varianza, aceptándose únicamente valores compatibles con estabilidad del modelo. El nivel de significación estadística establecido fue de p < 0,05.

En cuanto a las consideraciones éticas, este estudio utilizó exclusivamente microdatos anónimos y de acceso público disponibles en el portal del Instituto Nacional de Estadística y Censos del Ecuador. Según la normativa ecuatoriana vigente, el análisis de bases secundarias anonimizadas no requiere aprobación por un Comité de Ética en Investigación, ya que no existe contacto con seres humanos ni posibilidad de identificar a los participantes. Por ello, la investigación se considera exenta de revisión ética conforme a lo establecido por el Ministerio de Salud Pública del Ecuador y en concordancia con los lineamientos internacionales para el uso de datos secundarios establecidos por CIOMS. No se realizó ningún procedimiento que comprometiera la integridad, privacidad o confidencialidad de las personas cuyas respuestas forman parte del conjunto de datos original.

RESULTADOS

Se realizó una regresión logística binaria para identificar los factores sociodemográficos asociados al acceso a servicios de salud odontológicos. En el modelo se incluyeron el área de residencia, sexo, región geográfica, identificación étnica, estado civil, nivel de instrucción, quintil de bienestar y pobreza (por ingreso y por necesidades básicas insatisfechas “NBI”), con una muestra aproximada de 168.747 personas. (Ver Tabla1)

Tabla 1.- Distribución de características sociodemográficas y socioeconómicas de la población del estudio (ENSANUT 2018; n=168.747).

Variables Sociales y Demográficas	N	%	% Válido	% Acumulado
Área
Urbano	102072	60,5	60,5	60,5
Rural	66675	39,5	39,5	100,0
Total	168747	100,0	100,0
Provincia
Azuay	4808	2,8	2,8	2,8
Bolívar	5152	3,1	3,1	5,9
Cañar	4588	2,7	2,7	8,6
Carchi	4897	2,9	2,9	11,5
Cotopaxi	6640	3,9	3,9	15,5
Chimborazo	6939	4,1	4,1	19,6
El Oro	12522	7,4	7,4	27,0
Esmeraldas	7430	4,4	4,4	31,4
Guayas	13792	8,2	8,2	39,6
Imbabura	4992	3,0	3,0	42,5
Loja	5705	3,4	3,4	45,9
Los Ríos	10155	6,0	6,0	51,9
Manabí	9623	5,7	5,7	57,6
Morona Santiago	5417	3,2	3,2	60,8
Napo	8643	5,1	5,1	66,0
Pastaza	6288	3,7	3,7	69,7
Pichincha	6016	3,6	3,6	73,2
Tungurahua	4608	2,7	2,7	76,0
Zamora	5449	3,2	3,2	79,2
Galápagos	5221	3,1	3,1	82,3
Sucumbíos	6165	3,7	3,7	86,0
Orellana	6411	3,8	3,8	89,8
Santo Domingo	10497	6,2	6,2	96,0
Santa Elena	5948	3,5	3,5	99,5
Zonas No Delimitadas	841	0,5	0,5	100,0
Total	168747	100,0	100,0
Sexo
Hombre	82403	48,8	48,8	48,8
Mujer	86344	51,2	51,2	100,0
Total	168747	100,0	100,0
Región
Sierra	64958	38,5	38,5	38,5
Costa	60195	35,7	35,7	74,2
Amazonía	38373	22,7	22,7	96,9
Insular	5221	3,1	3,1	100,0
Total	168747	100,0	100,0
Identificación Étnica
Indígena	23695	14,0	14,0	14,0
Afro	6940	4,1	4,1	18,2
Mestizo	128820	76,3	76,3	94,5
Blanco	2588	1,5	1,5	96,0
Montubio u Otros	6704	4,0	4,0	100,0
Total	168747	100,0	100,0
Estado Civil o Conyugal
Casado/a o Unido/a	67535	40,0	55,3	55,3
Separado/a	12598	7,5	10,3	65,7
Soltero/a	41917	24,8	34,3	100,0
Total	122050	72,3	100,0
Grupo de Edad en Años
Menores de 5	21759	12,9	12,9	12,9
5-9	17999	10,7	10,7	23,6
10-11	6951	4,1	4,1	27,7
12-17	19817	11,7	11,7	39,4
18-19	6110	3,6	3,6	43,0
20-49	68270	40,5	40,5	83,5
50-64	17106	10,1	10,1	93,6
65 y más	10735	6,4	6,4	100,0
Total	168747	100,0	100,0
Nivel de Instrucción
Ninguno o Centro de Alfabetización	5445	3,2	3,7	3,7
Educación Básica	80221	47,5	54,6	58,3
Educación Media/Bachillerato	41648	24,7	28,3	86,6
Superior	19674	11,7	13,4	100,0
Total	146988	87,1	100,0
Quintiles
Quintil 1	44475	26,4	26,7	26,7
Quintil 2	33554	19,9	20,1	46,8
Quintil 3	31787	18,8	19,1	65,9
Quintil 4	28183	16,7	16,9	82,8
Quintil 5	28663	17,0	17,2	100,0
Total	166662	98,8	100,0
Pobreza por Ingreso
No Pobre (Ingreso)	111321	66,0	66,8	66,8
Pobre (Ingreso)	55341	32,8	33,2	100,0
Total	166662	98,8	100,0
Pobreza Extrema por Ingreso
No Pobre (Ingreso)	140797	83,4	84,5	84,5
Pobre (Ingreso)	25865	15,3	15,5	100,0
Total	166662	98,8	100,0
Pobreza por NBI
No Pobre	116852	69,2	69,2	69,2
Pobre	51895	30,8	30,8	100,0
Total	168747	100,0	100,0
Pobreza Extrema por NBI
No Pobre	153028	90,7	90,7	90,7
Pobre	15719	9,3	9,3	100,0
Total	168747	100,0	100,0

En el modelo multivariado, el sexo femenino se asoció de manera significativa con una mayor probabilidad de acceso a servicios odontológicos en comparación con el sexo masculino (OR ajustado = 1,19; IC95%: 1,09–1,29). Respecto a la región geográfica, al tomar como referencia la región Sierra, residir en la Costa se asoció con menores probabilidades de acceso (OR ajustado = 0,73; IC95%: 0,66–0,81). Las regiones Amazónica e Insular (Galápagos) no mostraron asociaciones estadísticamente significativas después del ajuste. (Ver Tabla 2)

En cuanto a la identificación étnica, usando como referencia a la población indígena, se observó que las personas afrodescendientes presentaron mayores probabilidades de acceso (OR ajustado = 1,26; IC95%: 1,11–1,44), al igual que las personas blancas (OR ajustado = 1,37; IC95%: 1,06–1,77). Las categorías mestiza y montubia no mostraron diferencias estadísticamente significativas en comparación con la población indígena tras el ajuste por las demás variables. (Ver Tabla 2)

El estado civil también se asoció al acceso: las personas casadas o unidas presentaron una menor probabilidad de acceso en comparación con las solteras (OR ajustado = 0,55; IC95%: 0,44–0,68). La categoría divorciado/a no mostró una asociación significativa. (Ver Tabla 2)

Se observó además un claro gradiente socioeconómico. En comparación con el quintil 1 (más bajo), los sujetos de quintil 4 y quintil 5 presentaron un 30% y hasta 66% más probabilidad de acceso a los servicios odontológicos, respectivamente. (quintil 4: OR ajustado = 1,30; IC95%: 1,03–1,63; quintil 5: OR ajustado = 1,66; IC95%: 1,31–2,11). Los quintiles 2 y 3 no mantuvieron significancia estadística en el modelo ajustado. De forma concordante, las personas clasificadas como no pobres según NBI mostraron una mayor probabilidad de acceso en comparación con las pobres (OR ajustado = 1,32; IC95%: 1,19–1,46). (Ver Tabla 2)

Por el contrario, el área de residencia (urbano/rural), algunas categorías de región geográfica, el nivel de instrucción, la pobreza por ingreso y ciertas categorías de estado civil y etnia no se asociaron de manera estadísticamente significativa con el acceso a los servicios odontológicos una vez controladas las demás variables del modelo. (Ver Tabla 2)

Tabla 2.- Factores asociados al acceso a atención odontológica en el último año: regresión logística binaria (OR crudo y OR ajustado, IC95%).

Variables Sociales y Demográficas	O.R. Crudo			O.R. Ajustado
	O.R.	95% I.C. para O.R.		O.R.	95% I.C. para O.R.
		Inferior	Superior		Inferior	Superior
Área de Residencia
Urbano	1			1
Rural	0,978	0,928	1,030	1,058	0,972	1,163
Sexo
Hombre	1			1
Mujer	1,071	1,017	1,127	1,187	1,094	1,287
Región Geográfica
Sierra	1			1
Costa	0,679	0,639	0,721	0,732	0,662	0,809
Amazonia	0,996	0,931	1,067	1,094	0,982	1,218
Galápagos	1,141	0,984	1,323	0,872	0,688	1,105
Identificación Étnica
Indígena	1			1
Afro	0,891	0,771	1,029	1,263	1,108	1,439
Mestizo	1,251	1,161	1,348	1,265	0,859	1,864
Blanco	1,220	0,962	1,545	1,369	1,059	1,769
Montubio	0,935	0,805	1,087	0,935	0,805	1,087
Estado Civil o Conyugal
Soltero	1			1
Casado	0,542	0,439	0,670	0,550	0,442	0,683
Divorciado	0,971	0,450	2,097	1,167	0,534	2,547
Grupo de Edad en Años
Menores	1			1
Grupo de edad en años (1)	0,861	0,797	0,930
Mayores	0,663	0,627	0,702
Nivel de Instrucción
Mayor	1			1
Nivel de instrucción (1)	1,111	0,300	4,112	1,164	0,444	3,054
Nivel de instrucción (2)	1,918	0,541	6,799	1,224	0,466	3,216
Menor	1,633	0,460	5,799	0,859	0,167	4,433
Quintiles
Quintil 1	1			1
Quintil 2	1,083	1,006	1,166	0,984	0,827	1,171
Quintil 3	1,284	1,190	1,385	1,169	0,934	1,463
Quintil 4	1,496	1,380	1,622	1,300	1,033	1,634
Quintil 5	1,971	1,809	2,148	1,664	1,312	2,111
Pobreza por Ingreso
Pobre	1			1
No pobre	1,420	1,345	1,499	1,072	0,888	1,293
Pobreza por NBI
Pobre	1			1
No pobre	1,411	1,335	1,491	1,320	1,193	1,46

DISCUSIÓN

Los resultados de este estudio aportan evidencia significativa sobre la existencia de múltiples desigualdades sociodemográficas que afectan el acceso a los servicios odontológicos en Ecuador. Al considerar variables como sexo, región geográfica, etnicidad, estado civil y nivel socioeconómico, se pone de manifiesto cómo las barreras estructurales y culturales continúan condicionando quién accede a la atención bucodental.

El hallazgo de que las mujeres tienen una mayor probabilidad de acceso a los servicios odontológicos (OR ajustado = 1,19) concuerda con estudios en otros países latinoamericanos que documentan una mayor utilización de servicios de salud bucal por parte de las mujeres. En su revisión, Chacín Espina y Vargas-Acosta sostienen que las políticas de salud muchas veces no capturan las necesidades de género al asumir una visión homogénea, mientras que las mujeres, en la práctica, muestran una mayor preocupación por la prevención y el autocuidado bucal.¹⁸

Desde una perspectiva más amplia, un estudio de la Universidad de Chile reportó que los hombres tienden a conservar más dientes que las mujeres a edades avanzadas, pero que estas diferencias no solo se explican por los hábitos, sino a desigualdades educativas y laborales que afectan la salud bucal a lo largo de la vida.¹⁹ Este tipo de evidencia sugiere que, aunque las mujeres acceden más a los servicios, existe una paradoja: el mayor uso no siempre se traduce en mejores resultados acumulativos, lo que podría reflejar condiciones sociales persistentes (como las responsabilidades de cuidado, la orientación preventiva y la inserción en redes de salud). Por tanto, este patrón de mayor acceso femenino puede interpretarse no solo como una ventaja sino también como una manifestación de desigualdades de género profundamente arraigadas. Las políticas públicas deberían incorporar un enfoque de género más sensitivo, que no solo promueva la demanda entre hombres (quienes históricamente han tenido menos contacto con el sistema de salud bucal), sino que también aborde las condiciones socioeconómicas y culturales que influyen en la salud oral.

Respecto a la región geográfica, el hecho de que residir en la Costa se asocie con menores probabilidades de acceso odontológico (OR ajustado = 0,73) en comparación con la Sierra indica una desigualdad territorial relevante. Este fenómeno es coherente con estudios en Perú, donde se ha observado que las diferencias en la utilización de servicios dentales entre las regiones naturales (Costa, Sierra y Selva) están mediadas por la distribución desigual de infraestructura sanitaria y personal odontológico.²⁰ Además, este patrón refleja las dinámicas de la determinación social de la salud bucal en América Latina. Un estudio comparativo social-histórico de varios países de la región subraya que las inequidades en salud oral no son únicamente resultado de decisiones individuales, sino de trayectorias históricas, políticas de salud fragmentadas y la concentración de recursos en ciertas regiones.²¹

En el caso ecuatoriano, estas disparidades espaciales sugieren la necesidad de estrategias de salud pública territorializadas. Por ejemplo, fortalecer la red de consultorios odontológicos en zonas de la Costa, promover unidades móviles dentales o alianzas con estructuras comunitarias podría ayudar a superar las barreras geográficas y mejorar la equidad en el acceso.

Uno de los hallazgos más destacados es que las personas afrodescendientes (OR ajustado = 1,26) y blancas (OR ajustado = 1,37) tienen mayores probabilidades de acceso odontológico frente a la población indígena, incluso después de controlar por otras variables. Este patrón refleja la persistencia de desigualdades étnicas en la salud bucal, evidenciadas en varios contextos latinoamericanos. Por ejemplo, estudios de Brasil y Colombia reportan intersecciones entre etnia y nivel de ingreso que exacerban la exclusión de servicios dentales para grupos racializados más pobres.²²

Además, la literatura sobre determinación social de la salud bucal en Latinoamérica documenta que las poblaciones indígenas enfrentan barreras como la discriminación, la falta de servicios culturalmente pertinentes y condiciones económicas precarias, lo que limita su acceso a la atención odontológica.²³

Este resultado sugiere la urgencia de políticas de salud bucal interculturales en Ecuador, pero no solo ampliar la oferta, es imprescindible diseñar servicios que respeten la identidad cultural, cuenten con agentes comunitarios y adapten la comunicación y los entornos para ser aceptables y accesibles para las comunidades indígenas.

Con respecto a las personas casadas o unidas que tienen una probabilidad significativamente menor de acceder a servicios odontológicos (OR ajustado = 0,55) en comparación con las solteras es interesante y poco documentado en la literatura odontológica latinoamericana. Puede interpretarse como una manifestación de las demandas familiares y socioeconómicas que acompañan la vida en pareja: la carga del cuidado, las prioridades presupuestarias y la falta de tiempo pueden reducir la capacidad para buscar atención preventiva.

Aunque hay pocos estudios odontológicos específicos sobre el estado civil, investigaciones en salud pública latinoamericana han mostrado que las obligaciones asociadas a la vida familiar afectan la utilización de servicios preventivos. En consecuencia, este resultado indica que las intervenciones en salud bucal deben considerar esquemas flexibles y accesibles para personas con responsabilidades familiares, por ejemplo, mediante horarios extendidos, clínicas comunitarias o servicios móviles.²⁴

La clara relación entre el nivel socioeconómico y el acceso odontológico, con personas de los quintiles más altos y no pobres según NBI presentando mayores probabilidades de uso, evidencia la persistencia de inequidades económicas en salud bucal. Este gradiente ha sido ampliamente documentado en otros países latinoamericanos. Por ejemplo, un estudio en Brasil entre 2013 y 2019 encontró que, aunque ha habido mejoras en la utilización de servicios odontológicos, persisten marcadas desigualdades según ingreso y escolaridad, especialmente para la atención preventiva.²⁵ De manera similar, en Perú, los análisis previos antes y después de la implementación de su seguro universal (AUS) evidenciaron que el acceso a los servicios dentales está concentrado en los grupos más ricos, incluso con la expansión de la cobertura pública.²⁶

En el contexto ecuatoriano esto sugiere que las políticas de salud bucal deben incorporar mecanismos de financiamiento progresivo como subsidios, servicios gratuitos o programas públicos en zonas vulnerables pueden ser clave para reducir la barrera económica. Además, es fundamental monitorear de forma continua las desigualdades mediante indicadores desagregados por ingreso, NBI, región, género y etnia.

Notablemente, algunas variables que podrían esperarse con influencia significativa como el área de residencia (urbano/rural), el nivel de instrucción o la pobreza por ingreso no mostraron asociación estadística tras el ajuste multivariado. Este comportamiento sugiere varias interpretaciones, por ejemplo, es posible que exista colinealidad entre variables estructurales (por ejemplo, NBI y quintil de bienestar), o que las variables más potentes (como etnicidad, género y región) capten gran parte de la variabilidad en el acceso.²⁷ Desde el enfoque de la determinación social de la salud bucal, esta ausencia de efecto “independiente” refuerza la idea de que las desigualdades no se derivan solo de decisiones individuales o libertad de elección, sino de estructuras más profundas: las condiciones históricas, económicas y políticas configuran quién tiene acceso y quién no.  Por ello, más que centrarse en intervenciones individualizadas (como campañas educativas), es necesario avanzar hacia políticas de transformación estructural que reduzcan las barreras sistémicas en salud bucal.

Las principales limitaciones de este estudio se derivan de su diseño transversal, el cual impide establecer relaciones causales entre los determinantes sociodemográficos y el acceso a los servicios odontológicos, permitiendo únicamente identificar asociaciones. Asimismo, el uso de microdatos secundarios de la ENSANUT 2018 implica que no fue posible controlar la calidad del proceso de recolección de información, además de que importantes variables relacionadas con barreras geográficas, culturales, disponibilidad de servicios, percepción de calidad, miedo dental o tiempos de espera no pudieron ser incluidas por no estar disponibles en la base original.

La naturaleza autorreportada de los datos introduce un riesgo de sesgos de memoria y de deseabilidad social que podría afectar la precisión del indicador de acceso utilizado, el cual se definió de manera dicotómica como haber recibido atención odontológica en el último año, sin capturar dimensiones más complejas del acceso efectivo, como oportunidad, aceptabilidad, continuidad o resolutividad. Adicionalmente, variables estructurales como el quintil de bienestar, la pobreza por NBI o el nivel de instrucción pueden presentar colinealidad residual, pese a las pruebas estadísticas aplicadas, lo que podría atenuar o enmascarar asociaciones.

Por otro lado, pese al carácter representativo de la encuesta, ciertos grupos poblacionales históricamente excluidos, como comunidades indígenas dispersas, personas en zonas rurales de difícil acceso, migrantes o individuos con discapacidad, podrían estar subrepresentados, limitando la generalización de los hallazgos.

Finalmente, dado que la ENSANUT 2018 constituye la última encuesta nacional disponible, los resultados podrían no reflejar cambios recientes en el acceso a servicios odontológicos posteriores a la pandemia de COVID-19, lo cual representa una restricción adicional para la interpretación temporal de los hallazgos.

CONCLUSIONES

Los hallazgos de este estudio evidencian que el acceso a los servicios odontológicos en Ecuador sigue marcado por profundas desigualdades sociodemográficas. Variables como el género, la región geográfica, la identidad étnica, el estado civil y el nivel socioeconómico continúan ejerciendo una influencia determinante en quién logra acceder efectivamente a la atención bucodental. Estas desigualdades no operan de manera aislada, sino que se articulan con estructuras históricas, económicas y culturales que reproducen brechas persistentes dentro del sistema de salud.

La mayor utilización de servicios por parte de las mujeres, la desventaja evidente de la población residente en la Costa, el acceso reducido entre los pueblos y nacionalidades indígenas, la menor asistencia entre personas casadas o unidas y la clara ventaja de los grupos con mejor nivel socioeconómico revelan un patrón consistente con la literatura latinoamericana: la salud bucal es un reflejo directo de las condiciones sociales y territoriales en las que viven las personas.

Asimismo, el hecho de que variables como el área urbana/rural, la escolaridad o la pobreza por ingresos no presenten asociaciones independientes después del ajuste sugiere que el acceso odontológico en Ecuador está más profundamente determinado por inequidades estructurales que por características individuales.

En conjunto, estos resultados refuerzan la necesidad urgente de fortalecer políticas públicas orientadas a la equidad. Para reducir las brechas identificadas es indispensable avanzar hacia estrategias de salud bucal territorializadas, culturalmente pertinentes e inclusivas, acompañadas de mecanismos de protección financiera que aseguren la atención para los grupos históricamente excluidos. Solo mediante intervenciones estructurales sostenidas será posible garantizar que el acceso a los servicios odontológicos en Ecuador deje de ser un privilegio vinculado a condiciones sociales y se convierta en un derecho universal y efectivo para toda la población.

Financiación 

No se tuvo financiamiento.

Conflicto de intereses 

No hay conflicto de intereses de parte de ninguno de los autores de este artículo.

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