D-15814.01-04_es   PDF | 11.78 Mb

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INTRODUCCION
Para nadie es desconocido, que los países, hacen ingentes es­
fuerzos por la planificación y ejecución de programas económicos y
sociales en la búsqueda de lograr con ello una utilización más raci£
nal de los recursos naturales y humanos disponibles y satisfacer las
demandas de bienes y servicios de la población como objetivo de un
mayor bienestar para sus habitantes.
Esa planificación requiere de una etapa de diagnóstico de toda
la información disponible, que brinda el análisis demográfico de la
evolución histórica pasada y presente de la situación demográfica de
los habitantes que conforman dicha sociedad.
Con este diagnóstico, se tiene la base fundamental para llevar
adelante la labor de prever anticipadamente la dinámica y desarrollo
futuro de la población.
Con la dinámica poblacional existente entre los países, es irapje
rativo el estudio de las características de los grupos que forman
las unidades socio-económicas tales como su número, sus dimensiones,
su estructura, etc., tomándola como el comportamiento de una unidad
básica.
Es así como el consumo de múltiples bienes y servicios, particu
lamente los de uso duradero, se hace en función de las necesidades
de hogares.
Es también importante prever y atender en forma planificada los
requerimientos de vivienda, básicas para el funcionamiento y desarro
lio de la sociedad que irán vinculados a los programas de desarrollo.
Los grupos de hogares/familias, se hallan asociados a la ocupa­
ción de una vivienda y resulta importante la preparación de proyec­
ciones de estos grupos con el propósito de usarlo a su vez como ele­
mentos para la preparación de las proyecciones de estos requerimien
2
En el presente trabajo se intenta presentar una estimación de
las necesidades de viviendas en la República de Panamá, por provin
cias para los años 198O-I985 y 1990; tomando como base los resultja
dos del Censo Nacional de Población efectuado en 198O, las estima­
ciones y proyecciones de población 1950-2025, aplicándoles el meto
do de proyecciones del número de hogares mediante tasas de jefatu­
ras»
Trabajo éste, presentado como trabajo de investigación del
VII Curso Regional Intensivo de Demografía, efectuado del 1Q de
agosto al 30 de noviembre de 198^, por los señoree Moisés Ramírez
L.
(Panamá), Rogelio López C.
(Panamá), Sonia María Fellecer
(Guatemala), y Jaime Nsue (Guinea Ecuatorial).
Se hace la salvedad que debido a la falta de información dis­
ponible, el objetivo principal de e6te trabajo es indicar la meto­
dología en cuanto a los pasos a seguir para obtener la información
más que de presentar cifras utilisables para una evaluación casi,
con la realidad futura.
ESTIMACION DE LAS NECESIDADES DE VIVIENDA EN LA REPUBLICA DE PANAMA,
POR PROVINCIAS EN EL PERIODO 1980-1990:
1.
ANTECEDENTES
El objetivo del uso de proyecciones de hogares para esti­
mular los requerimientos futuros de vivienda, radica en la si­
tuación innegable de que todo nuevo hogar o familia necesita
un local de habitación que le permita vivir y desarrollarse en
forma independiente.
Para los fines de la planificación es un apoyo para tener
información disponible sobre viviendas y hogares, de lo cual,
la elaboración de los planes y programas dirigidos a la satis­
facción de las necesidades de vivienda, debe partir de estima­
ciones reales sobre los niveles actuales y la evolución futura
de dichas necesidades.
2.
METODO DE PROYECCION Y DATOS BASICOS;
Considerando las proyecciones sectoriales, especifícame^
te las proyecciones de hogares, se puede pensar que las pers­
pectivas de estos grupos específicos pueden hacerse en base a
un método que permita una estimación lo más cerca posible de
la realidad.
El procedimiento utilizado en este trabajo para estimar
la evolución del número de hogares en el periodo 198O-I990,
es el denominado "Método de la tasa de Jefatura" que represen
tan las razones o relaciones entre los jefes de hogar (o cabe_
zas de hogares/familias) por sexo, edad, estado civil, etc.,
y la población total de los mismos grupos de edad y sexo que
reside en los hogares particulares; en símbolos:
Donde jx,x+n es la Tasa de Jefatura de un determinado sexo y
grupo de edad, Jx,x+n, es el número de Jefes de hogar del sexo y la
edad de referencia y Nx,x+n, es la población residente en hogares
particulares por grupos de edades.
En nuestro caso, tomando en cuenta esta relación, y el hecho
de que cada jefe de hogar representa un hogar, la proyección de los
hogares la realizamos multiplicando las tasas de jefatura estimadas
para años futuros, por cifras respectivas de una proyección de po­
blación por sexo y grupo de edad, totalizando luego, los productos
para cada año.
La proyección utilizada en esta ocasión es la obtenida de las
estimaciones y proyecciones de población 1950-2025 1) y las tasas
de jefatura base son las de los Censos de Población de 1970 y
1980 2 ) .
OBSERVACION:
{En los países en vías de desarrollo, en los cuales son limita­
das y escasa la información para la aplicación del método de compo­
nentes en la elaboración de proyecciones de hogares/familias, es im
portante indicar que el método de tasas de jefatura es de m&s am­
plia aplicación, aunque estas tasas no permitan identificar los as­
pectos de la dinámica del ciclo familiar.
Pero sin embargo, como la metodología se apoya en la proyec­
ción de población a nivel provincial, utilizando el método de los
’’componentes" 3)« se está considerando el estudio independiente
1)
PANAMA:
Dirección de Estadística y Censo -CELADE, Fascículo
F/PAN 1, Noviembre, 1983»
2)
PANAMA:
VII Censo de Población, Volumen IV, 1970; Censos
Nacionales de I980, Volumen I.
3)
ESTADISTICA PANAMEÑA BOLETIN 9 ^ . -
Proyección de población
por provincia, según sexo y edad, 1980 -2000 . (síntjs
sis).
.5
del comportamiento de las variables demográficas« es decir, la fe­
cundidad, mortalidad y migración interna e internacional, factores
que intervienen en el crecimiento y estructura de la población.
De esta manera, quedan incorporados en las proyecciones de ho
gares los efectos de los cambios en la composición por edad, aspee,
to que sin duda pueden ser uno de los factores que lleguen a afec­
tar el tamaño y composición de los hogares y familias*1
Como información básica utilizada, tenemos además de las pro­
yecciones, las tasas de jefaturas calculadas para ambos sexos, por
grupo de edades, por provincias para 1970 y 198O, derivadas de los
Censos Nacionales de Población y Vivienda de los respectivos años.
(Cuadro Ne 1 y Gráfico Ne 1).
Como se aprecia en el gráfico NQ 1, las tasas de jefatura (a
excepción de Bocas del Toro) han aumentado en todo los grupos de
edades y en todas las provincias.
Por otro lado, la proyección total, por grupos y por provin­
cias en la aplicación del método de la tasa de jefatura es la que
corresponde a la Hipótesis media (recomendada) en la proyección na
cional efectuada por el grupo intergubernamental (DEC, MIPPE,
IFARHU, con la colaboración de CELADE de San José, Costa Rica), la
cual ha sido tomada como base para el estudio de las proyecciones
de Panamá.
En el cuadro NQ 2 se presentan los datos de esta proyección
por grupos de edades y por provincias que interesan para los cál­
culos posteriores.
El número de hogares estimados para los años 198O y 1985 y
I99O» se determinará en forma directa mediante el producto acumula
do de los valores proyectados de la población y tasas de jefatura
por grupos de edad, o sea:
t
Hx,x+n =
t
Px,x+n
+
t
Jx,x+n
CUADRO NQ 1
PANAMA:
Jefes de Hogar y Población residente en Hogares particu.
lares por grupos de edades y Provincias.1970 y 1980, arabos sexos.
Censos de
' R E P u fe LiC A 0 6
PANAMÁ: J E F E S DE HOGAR , POBLACION R E SID E N TE EN HOGARES PARTICU LARES
Y T A S A S DE JEFATURA POR GRUPOS DE EDADES EN LOS CENSOS DE 1970 Y I960. AMSOS 6EXOS.
19 7 O
N
1980
GRUPOS
m
EDADES
POBLACIÓN
JE F E S
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Jx,x+n
TASAS OE
JEFATU R A
TA S A S DE
J E FATURA
POBLACION
JEFES
N*,x+n
Jx.x+n
2 0 6 ,7 3
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365 7 4 0
z ie ,o e >
24 6 , 0 8
4x,x+n
J x ,x + n
total
1335 2 5 0
(5 -2 ,4
3 8 1 O ôi
88 135
231,31
476153
117 (7 4
3 5 -5 4
6 6 6 77/
1202(2
J 8 0 .2<?
8 1 3326
153517
(8 8 , 7 5
95047
2 4 5 , (2
5 5 »jm à s
207448
276 3 0 3
67 456
23641
387771
y
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r 60CAS D EL TORO: J E F E S De HOGAR, POBU AC ION R E S ID E N TE E N
HOGARES
PARTICULARES Y
A
TASAS DE JEFATURA POR GRUPOS DE EDADES EN LO S C E N S O S DE IS70 Y 15 8 0 . AfA&OS SEXOS
(5 7 0
1880
GRUPOS
DE
EDADES
t o t a l
JE F E S
N x , x-tn
Jx ,x + n
28430
TA S A S DE
JEFATU R A
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P O B LA C IO N
N * ,x + n
JE F E S
tasas
de
je f a tu r a
Jx ,x + n
Jx , x+n
6453
226, 48
34470
7530
2 (5 ,3 3
1 5 -3 4
114q 2
246 0
2 5 7 ,5 ?
13375
3272
2 4 4 ,6 4
3 5 -5 4 -
124 34-
2350
/ 84,00
I 6 15 6
2400
1 7 4 ,5 0
4504
1143
2 5 3 ,7 7
5434
13
2 4 q ,6 8
55
V
POBLACIÓN
5 8
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' ' c O C L é : J E F E S De. WOôAR , POBLACION R E S ID E N TE EN MOGARKS PART ICULARES 'i T A S A S
D E J E F A T U R A POR & R U P O S DE. EDADES» E N LOS» C ENSOS D E 1410 V i9 6 0 . AMBOS» SEXOS
1970
GRUP05
DE
EDADES
POBLACION
JEFES
1980
TASAS DE
JEFATURA
Mx,x+n
Jx,x+n
total
11140 5
2/514
/8 3 ,2 5
1 5 -5 4
29 J3 8
6195
5 5 -5 4
50557
29730
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>
Jx,x+n
Po b l a c í Ón
JEFES
Nx, x+n
Jx,x+n
TASAS DE
JEFATURA
jx, x+n
/4 0 ,7 /
/34245
26555
2/2,6/
30546
6709
2 / 9 ,6 4
9 3 96
/ 6 0 .5 /
68480
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f C O L Ó N J E F E S D E H O û A P i, PO&LACION R ESID EN TE EN H OGARES PARTICULARES Y T A S A S
DE JEFATURA POR GRUPOS DE EDAD&5 EN LES CENSOS DE 1970 Y I S 8 0 - A M B O S SEJCOS
1990
1980
SRUPOS
DE
EDADES
POBLACION
TA S A S DE
POBLACION
JEFES
Nx,x+n
Jx,*+n
JEFATURA
Nx,x+n
V
JEFES
Jx,x+*\
j x ,X+n
T A S A S de.
JEFATURA
JX > * + n
TOTAL
/09S3 4
25277
2 51,4 O
/28 6 6 S
3 IO 0 O
2 4 / ,5 6
1 5 -3 4
2945 3
9078
2 4 0 . 32
40840
10449
2 5 7 .0 8
3 3 -5 4 -
53734
10670
198,57
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O B J E F A T U R A p o n G R U P O S O E E D A D E S E N LO S C EN S O S D E 1910 y ¡ 9 8 0 . AM &OS S E X O S
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1 4 17
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223,16
2 3 1 ,2 7
2 4 6 7 13
61446
2 4 4 , 06
52848
1 7 2 ,8 2
1 7 4 ,4 7
2 4 3 ,/ 3
3 7 7 109
163800
T3723
26227
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224,78
38502
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17 0 , 8 6
06014
1 5 171
174,78
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3 7 617
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223,88
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5 5 y mai
3 1657
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TASAS DE
JEFATURA
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Gráfico N Q Í
PANAMA:
Tasas de jefatura por provincia y grupos de edades en
los censos de 1970 y 1980.
FUENTE:
CUADRO NQ 1
Población de ambos sexos-
1970
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i
i
VA
«a
M
-
Debe tenerse presente que estos valores dependen de la evolu­
ción de los factores demográficos, socioculturales, económicos, etc.
que se interrelacionan entre sí; cuyos efectos pueden ser en uno u
otro sentido.
A continuación esquematizamos las relaciones causales entre las
variables:
FACTORES»
socio
CULTURALES
y
ECONOMICOS
La proyección de la población por grupos de edad utilizada se
basa en las tendencias observadas y estimadas de la fecundidad, de
la mortalidad y la migración interna e internacional que afecta al
país (Boletín NQ 944 Síntesis-Proyecciones de Población por provin
cia, según sexo y edad: A ñ o s 1980-2000
ESTADISTICAS PANAMEÑAS,
DEC.), tomando en consideración los probables cambios en los aspe<c
tos socioeconómicos que influyen en esas variables.
Los supuestos básicos de la "Hipótesis recomendada" de la pro­
yección son:
la disminución de la tasa global de fecundidad del
país'' desde 4.94 a 4.06 entre 1970 y 198O lo que representa una caí_
da del 18 por ciento y de 198O al año I990 se estima que dicho des
censo signifique un 23 por ciento, es decir, que en el quinquenio
1985-1990 la tasa global de Fecundidad en Panamá será de 3*14 hi­
jos por mujer.
(Cuadro NQ 3)«
Cuadro 3. REPUBLICA DE PANAMA. TASAS ANUALES DE FECUNDIDAD ESTIMADAS SEGUN EDAD DE LA
MADRE Y OTRAS MEDIDAS DE LA FECUNDIDAD, POR PROVINCIA: PERIODO 1970- '99o
Total
Período y edad de
la madre
Repú­
blica
Provincia
Bocas del
Toro
Coclé
Colón
Chiri
qui
Darién
Herre
ra
Los
Panamá
Santos
Vera
gUas
1970-1 975
15 - 19............... .
20 - 24................
25 - 29................
30 - 34................
35 - 39................
40 - 4 4 ................
45 - 4 9 ................
Tasa Global de Fecundi­
dad 1/...............
Tasa Anual de Natalidad
(por 1,000 habitantes)
0.1330
0.2595 0.1632 0.1541 0.1542 0.2496 0.1244
0.2699 (R) 0.3814 0.3368 0.2739 0.3003 0.3985 0.2854
0.2449 (R) 0.3115 0.3057 0.2447 0.2859 0.3444 0.2342
0.1760
0.2213 0.2426 0.1810 0.2139 0.2670 0.1532
0.1141
0.1678 0.1630 0.1175 0.1489 0.2275 0.1053
0.0402
0.0795 0.0680 0.0418 0.0551 0.0942 0.0370
0.0089
0.0385 0.0144 0.0075 0.0141 0.0250 0.0064
0.1161
0.2476
0.1911
0.1159
0.0787
0.0278
0.0070
0.1060
0.2323
0.2076
0.1404
0.0760
0.0239
0.0030
0.1410
0.3209
0.3319
0.2488
0.1814
0.0608
0.0201
3.92
3.95
6.52
4.94
7.30
6.47
5.10
5.86
8.03
35.73
(R) 46.29
38.54
36.72
39.07
45.66
0.1236
0.2443
0.2202
0.1626
0.1118
0.0486
0.0113
0.2435
0.3271
0.3170
0.2635
0.1848
0.0761
0.0443
0.1073
0.2122
0.1978
0.1336
0.0774
0.0331
0.0068
0.0868
0.1826
0.1462
0.0814
0.0460
0.0179
0.0052
0.0942
0.2003
0.1752
0.1090
0.0534
0.0160
0.0024
0.1301
0.2802
0.2776
0.2047
0.1626
0.0607
0.0152
7.28
3.84
2.83
3.25
5.66
4.73
33.37 ( R) 27. 1 0
33.01 (R) 38.54
1975-1 980
15 - 19................
20 - 2,4................
25 - 29...... .........
30 - 34................
35 - 39................
40 - 4 4 ............ ...
45 - 4 9 ................
Tasa Global de Fecundi­
dad 1/...............
Tasa Anual de Natalidad
(por 1,000 habitantes)
0.1163
0.2464 0.1330 0.1429
0.3761 0.2867 0.2399
0.2289
0.2022
0.3025 0.2509 0.2055
0.1377 (R) 0.2042 0.1840 0.1515
0.0858
0.1520 0.1318 0.0904
0.0326
0.0662 0.0548 0.0334
0.0075
0.0271 0.0113 0.0063
4.06
6.87
5.26
4.35
4.61
30.99
(R) 45.89
32.73
32.66
32.78
43.44 (R) 2 8. 3 7 ( R ) 2 0 . 6 4
28.59 (R) 34. 50
1980-1 985
15 - 19................
20 - 24.......... .....
25 - 29................
30 - 34................
35 - 39................
40 - 44................
45 - 49................
Tasa Global de Fecundi­
dad 1/...............
Tasa Anual de Natalidad
(por 1,000 habitantes)
0.0997
0.2006
0.1744
0.1160
0.0702
0.0257
0.0056
0.2105
0.3272
0.2605
0.1721
0.1251
0.0544
0.0205
0.1072
0.2378
0.2029
0.1461
0.1027
0.0416
0.0082
0.1225
0.2097
0.1766
0.1277
0.0748
0.0266
0.0046
0.1061
0.2140
0.1893
0.1373
0.0925
0.0392
0.0088
0.2163
0.2997
0.2825
0.2300
0.1584
0.0632
0.0355
0.0919
0.1859
0.1697
0.1126
0.0637
0.0265
0.0052
0.0761
0.1625
0.1288
0.0705
0.0392
0.0148
0.0041
3.46
5.85
4.23
3.71
3.94
6.43
3.28
2.48
2.83
4:82
28.01
41.03
28.78
28.90
30.41
42.45
26.14
19.38
25.53
31.56
0.0806 ¡0.1114
0.1762'0.2469
0.1527 0.2380
0.0940 0.1722
0.0471 0.1345
0.0133 0.0488
0.0021 0.0117
1985-]L990
15
20
25
30
35
40
- 19................
- 24................
- 29................
- 34................
- 39................
- 44................
4 5 - 49................
Tasa Global de Fecundi­
dad 1 / ............................................
Tasa Anual de Natalidad
(por 1 ,000 habitantes)
0.0906
0.1845
0.1591
0.1045
0.0622
0.0223
0.0047
0.1817
0.2830
0.2233
0.1468
0.1067
0.0448
0.0163
0.0963
0.2150
0.1812
0.1298
0.0914
0.0364
0.0072
0.1108
0.1905
0.1590
0.1146
0.0671
0.0238
0.0042
0.0939
0.1908
0.1668
0.1204
0.0812
0.0339
0.0073
0.1999
0.2786
0.2605
0.2109
0.1460
0.0585
0.0319
0.0799
0.1627
0.1475
0.0972
0.0556
0.0228
0.0043
0.0737
0.1577
0.1247
0.0681
0.0377
0.0142
0.0039
0.0748
0.1665
0.1437
0.0868
0.0431
0.0127
0.0017
0.0969
0.2171
0.2065
0.1487
0.1159
0.0416
0.0097
3.14
5.01
3.79
3.35
3.47
5.93
2.85
2.40
2.65
4.18
26.68
37.19
28.54
27.21
28.59
42.65
24.13
19.73
24.49
29.44
A nivel provineial, debido a laa expectativas de desarrollo so_
cial y económico, se estimó que la tendencia de la fecundidad contjL
nuará en forma sostenida y gradual en todas las provincias.
Por otro lado, la esperanza de vida al nacer aumenta de 70.07
a 72.08 en el período considerado, a nivel nacional y hay un aumento
en todas las provincias (cuadro NO
En cuanto al Saldo Migratorio tés negativo de unas 2.000 perso­
nas por año (cuadro NQ 5 ) y p o r provincia la migración interna es de
saldo negativo a excepción de la provincia de Panamá, (cuadro NQ 6).
Para la estimación de las necesidades de viviendas se debe to­
mar en cuenta, la nupcialidad legal y de hecho, los cambios en las
dimensiones de hogares, tendencias sobre formas de residencias de
grupos no familiares y personas solas, situaciones que se supone ha­
brán de reflejar la dimensión de la presión por vivienda.
En lo que respecta a la proyección de las tasas de jefatura por
grupos de edad y por provincia se debe dedicar atención al comporta­
miento observado y a la evolución de factores que muestren inciden­
cias significativas en las tasas de jefatura; tales como Patrones de
nupcialidad (Distribución por estado civil o conyugal), Migraciones
internas y urbanización, Nivel de ingresos y disponibilidad y costo
de las viviendas.
En nuestro trabajo la determinación de los factores que influ­
yen en las tasas de jefatura por grupos de édad y por provincias, su
sentido y grado en que influyen a cada uno de los efectos netos de
su acción conjunta sobre los valores de las tasas no se han tomado
en consideración.
Por lo cual
no podemos establecer cuantitativa­
mente los efectos de los distintos factores considerados, dado que
no se dispone de la información que demanda este tipo de análisis.
Tomando en cuenta la observación precedente y los elementos da_
dos que nos permite tener una base para la elaboración de hipótesis
Cuadro 4*
REPUBLICA' DE PANAMA. ESTIMACION DE L A ESPERANZA DE VIDA AL NACER,
SEGUN SEXO Y PROVINCIA: AÑOS 1970, 1980 Y PERIODOS 1985-90 Y 1995-2000 a/
1,
Sexo y
p r o v i n c ia
1970
.
\
;
'
1980 ; 1985-1990
1
Aumento anual',
(años)
1995-2000
i
1985 -1990
1970-1980
«
TOTAL DE LA
REPUBLICA____
f
1995 -2000
73.30
0.48
0.12
65.15
70.53
69.63
70.04
61.90
72.15
73.61
75.69
(R) 67.06
68.17
72.18
»
71.65
71.81
65.39
'X _
73.02
74.32
75.88
69.28
<R)
0.81
0.39
0.58
0.47
0.81
0.52
0.40
0.32
0.51
0.30
0.16
0.20
0.18
70.15
71.17
0.44
0 .1 0
0 .2 6
0 .1 6
0 .1 6
0 .1 6
0 .2 9
0 .0 4
?•
r
a
’■
*
r
65.24
72.08
70.07
\
B o ca s d e l T o r o .‘. . .
C o c lé . . . . . . . . . . . . .
C o ló n ..............................
C h i r i q u l . ... .................
D a r i é n . .........................
H e r r e r a ........................
L os S a n t o s ..................
P an am á. .......... .................
V e r a g u a s .................... .
53.44
64.79
61.47
63.19
49.61
65.28
68.03
71.46
(R) 59.15
61.57
68.46
67.28
67.69
57.74
70.52
72.06
74.68
(R) 64.27
¡
0 .3 5
0 .0 9
0 .0 7
0 .0 2
0.22
t
HOMBRES ..........
63.99
68.37';
,
B o ca s d e l T o r o . . . .
C o c l é ..............................
C o lo n ..............................
C h i r i q u l .......................
D a r ié n .
H e r r e r a .........................
L os S a n t o s « * . . . . . .
Panamá............................
V e r a g u a s .......................
52.40
63.70
60.13
61.90
48.46
63.89
66.77
70.29
58.30
60.42
67.04
66.34
66.52
56.30
69.07
70.62
73.11
63.17
63.61
68.14
68.90
68.62
59.80
70.27
71.82
J 'v ' 73.53
65.57
66.21
69.79
70.45
70.17
62.70
70.67
72.22
73.58
67.52
0.80
0.35
0.62
0.49
0.78
0.52
0.38
0.28
0.49
0 .0 1
0 .2 0
MUJERES
..............
66.55
71.86
74.10
75.53
0.53
0.14
B ocas d e l T o r o . . . .
C o c l é . .....................................
C o lõ n ..............................
C h i r i q u l ...............................
D a r ié n ...........................
H e r r e r a .........................
L os S a n t o s ..................
Panamá...........................
V e r a g u a s.................... ...
54.48
65.94
62.87
64.55
50.82
66.73
69.35
72.62
60.05
62.72 ..
69.96
68.26
68.92
59.26
72.04
73.58
76.26
65.43
66.77
72.25
71.20
71.53
64.11
74.13
75.48
77.95
68.62
70.22
74.00
73.60
73.53
68.21
75.48
76.53
78.29
71.12
0.82
0.42
0.54
0.46
0.84
0.53
0.42
0.36
0.54
0.34
0.18
0.24
&¡
0.04
0 .2 0
0.41
0.14
0:10
0.03
0 .2 5
La Esperanza de Vida al Nacer representa el promedio de años que vivirá cada per­
sona de una cohorte de recién nacidos que estuviera sujeta a lo largo de la vida
a las tasas anuales de mortalidad por edad de la población,
correspondiente al
momento actual.
(R) Cifras revisadas.. ,
Cuadro 5.
REPUBLICA DE PANAMA.
SALDOS NETOS DE MIGRACION INTERNACIONAL
POR PROVINCIA, SEGUN SEXO: PERIODO 1970-2000
Período y sexo
Total
de la
Repú
blica
Provincia
Bocas
Co
Chiri Da Herre
Los
Vera
del
Colon
Panamá
cié
qui rién
ra
Santos
guas
Toro
1970-1975
Hombres.
Mujeres.
4
-5,000
-4,900
-231
-45 -28
-560
-306
-537
-417
-91
-34
-
‘-169 -3,247 -165
-4 -3,847 -219
-5,000
-4,900
-221
— 45 -28
-541
-287
-510
-287
-89
-31
-
-160 -3,313 -166
-4 -4,009 -209
-5,000
-4,900
-230
-72
-
-526
-281
-590
-286
-89
-31
-
-173 -3,392
- -4,058 -172
-5,000
-4,900
-230
-72
-
-526
-281
-590
-286
-89
-31
-
-173 -3,392
- -4,058 -172
1975-1980
Hombres.
Mujeres.
1980-1985
Hombres.
Mujeres.
1995-2000
Hombres.
Mujeres.
Cantidad nula o cero.
Cuadro 6.
REPUBLICA DE PANAMA. SALDOS NETOS DE MIGRACION INTERNA POR PROVINCIA,
SEGUN SEXO: PERIODO 1970-2000
Provincia
Periodo y sexo
Bocas
del
Toro
Coció
Colón
Chiri
Herre
Los
Darién
quí
ra
Santos
Panamá
Vera
guas
1970-1975
Hombres.... ...........
Mujeres..............
-568 -3,736
-610 -3,747
-1,524 -3,683
-1,619 -3,683
-950 -1,615 -2,377
-763 -1,707 -2,802
+18,748 -4,295
+20,765 -5,834
-554 -3,399
-789 -3,661
-1,123 -2,263
-1,852 -2,645
-231 -1,107 -1,629
-470 -1,196 -2,514
+14,733 -4,427
+17,758 -4,631
-625 -3,066
-522 -2,415
-927 -1,995
-1,518 -2,270
-231
-431
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Mujeres.............. .
1980-1985
Hombres................
Mujeres............. .
-954 -1,424
+13,279 -4,057
-831 -2,164 (R) +14,436 -4,285
1985-1990
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Mujeres....... ........
-704 -2,859
-788 -2,145
-609 -2,572. (R) -1,359 -2,442
-207 -1,034 -1,477
-318
-868 -2,112
+13,600 -4,386
+14,857 -4,577
1990-1995
^^Hombres ..............
^^Mujeres ..............
-872 -3,949
-1,004 -3,693
-516 -2,715
-1,090 -2,927
-238 -1,289 -1,772 (R) +16,176 -4,825
-358 -1,118 -2,237 (R) +17,336 -4,909
-1,073 -4,882
-1,223 -4,566
+392 -4,132
-576 -3,767
-350 -1,835 -1,978 (R) +19,310 -5,452
-632 -1,543 -2,369 (R) +19,941 -5,265
1995-2000
Hombres......... ......
Mujeres.................
(R)
Cifras revisadas.
razonables acerca de la evolución futura de las tasas; presentamos
tres hipótesis sobre la evolución de las tasas de jefaturas
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HIPOTESIS A.
Sigue la tendencias entre I98O y 1990, lo que ijn
plica que las tasas serian en valores absolutos,
aproximadamente la mitad de los registrados entre
197 O y 198O.
HIPOTESIS B.
(Cuadro NC 7a).
Las tasas por grupos de edad y por provincias de
1980 , se mantienen constantes en el período 198O199 O.
HIPOTESIS C»
(Cuadro 7 b).
Las tasas aumentan linealmente entre I98O y 1990,
mediante la relación:
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(Cuadro 7 c).
Las tasas de jefatura, proyectadas se aplican al número estima­
do de personas de la misma edad, que residan en hogares particulares,
para poder asi determinar el número proyectado de cabezas de familia.
En el cuadro NQ 8 se hace una proyección del número estimado de hcga_
res por provincia bajo el supuesto de que tanto el país como en las
provincias, la población de hogares particulares tiene la misma es­
tructura observada para Costa Rica k), en el año 198 O, supuesto así
tomado por la falta de información disponible de la República de
Panamá.
Se obtiene asi una estimación del número de jefes de hogar
y, por tanto, del número de núcleos familiares con necesidades de
vivienda para las fechas estimadas (198O, 1985 y 199QX
(*f)
Como Costa Rica tiene similar estructura de su población con
la de Panamá, se tomó este dato en consideración.
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3. R e nul tados de 1 a aplicación del Método :
Al hacer una estimación del número de jefes de hogar
y, por tanto del número de núcleos de familiares con nece­
sidades de vivienda correspondientes a cada una de las hi­
pótesis (A,B,C,) de evolución anteriormente especificada,
y atendiendo a las características de la evolución futura
del país dadas por el análisis de las perspectivas futuras
del crecimiento de la población que señalan un decenso gra­
dual en el incremento relativo de la misma en las dócadas
del 8 0 y 90 (24% y 20.0 ;-Boletín 944- Sintesis de las pro­
yecciones de población por provincia- Podemos considerar que
la hipótesis mas razonable de efectuarse es la hipoteis A.
resultante de una tendencia de crecimiento a un ritmo mas
lento.
Sin embargo, también debe observarse que las diferen­
cias entre las cabezas de familias/hogares estimadas para las
proyecciones B y C no son muy grandes, así como llama la aten­
ción el hecho de que deacuerdo con el análisis realizados, la
proyección B estaría ligada a una situación similar en el as­
pecto social y económico en los próximos lustros, la cual no
se vislumbran.
Tomando las cifras de la proyección "A” como referencia
se llega a la estimación de 316650, cabezas de hogar en 1985
y de 374364 en 1990. a nivel de la república, lo que significa
un aumento de 11305 por año.
A nivel provincial se presentan los cuadros de las esti­
maciones en el cuadro #8.
Presentamos a continuación el cudro #9 donde se hace una
comparación de la evolución del número de los jefes de hogar en
relación a la población total y la residente en hogares particu­
lares.
En resumen, de cumplirse con los supuestos implícitos en
las proyecciones de población y en las proyecciones de las ta­
sas de jefatura, puede preverse un aumento en el número de ho­
gares entre 1930 y 1990 de 113043, lo que representarían ade­
cuadamente las necesidades adicionales en materia de vivienda
en los años de proyección.
Cabe seguir indicando que los valores dependen en gran
medida de la evolución de los factores, socioculturales,eco­
nómicos y demográficos, así como las políticas utilizadas en
los próximos años por los gobiernos de turno.
CUAD R O NQ 8
Hogares proyectados para el periodo 1980-1990,
de la República de Panamá por provincias según
varias hipótesis»
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CUADRO NQ 9
PANAMA:
Población de ambos sexos, población en hogares
particulares y jefes de hogar de 15 años y más
en los censos de I970 y 198O y estimaciones
para los años 1980,1985 y 1990.
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2 4 3 / 8 54.36
25/03
J
DEFINICIONES Y EXPLICACIONES
Hogar Censal:
Es el grupo de personas que hacen vida en común bajo un régi­
men familiar, o por razones de disciplina, salud, vida religiosa,
de enseñanza, etc.
Hogar particular:
Está constituido por los ocupantes de una vivienda privada o
particular.
El hogar particular puede estar formado por una per­
sona que vive sola o por un conjunto de personas que incluye al
jefe del Hogar, los parientes de éste, los huéspedes, servidores
domésticos y cualquier otro ocupante.
Parentesco £ relacién en el jefe de la vivienda:
Jefe:
hogar.
La persona reconocida como tal por los miembros del
En las boletas sin identificación del jefe de la familia,
su suplió la omisión en el proceso de crítica y codificación.
BIBLIOGRAFIA
-Censos Nacionales de la República de Panamá de 1970
Séptimo censo de Población. - Volumen III Y IV
-Céneos Nacionales de la República de Panamá de I980
Octavo censo de Población y cuarto censo de vivienda»
Volumen I
,
-Estimaciones y Proyecciones de Población CELADE.-San Josá,
Costa Rica, - marzo de 198i+(,-Manuel Rincón»
-Estudio nQ3 Población y Vivienda en la República Domini­
cana IEPD.-Gomez,Tatis,Ramirez.-agosto 198^0
-Estadisticas Panameñas, Boletín
,-Sintesis de las
Proyecciones de Población por provincia según sexo y edad,
años I 98O- 20O O 0
-Panamá- Estimaciones y Proyecciones de Población-1950-2025
Dirección de Sstadistica y Censo.-CELADEo Fascículo F/P'AN
1,noviembre, 1983o
-Costa Ricao-Sstimaciones y Proyecciones de Población-1950-2025
Dirección General de Sstadistica y Censo.-CELADÏÏ Fasciculo
F/CRI,1,octubre, 1983.
-Estadisticas Panameñas, boletín 903, Proyección de la Población
de la República de Panamá. Años 1980-2000.
-Estadisticas Panameñas, Boletín 919» Proyecciones de la Provin;■
cia de Panamá. Años 198 O - 2 OOO.
-Estadisticas Panameñas, Boletines ;9 2 3 ,92á- ,927,929 i931, Proyecci
nes de población por provincias. Años I98O- 2OOO.
-Panamá en Cifras I98I 0
-Método para hacer Proyecciones de los Hogares y las Familias,
Manual séptimo naciones unidas; ST/SO A/SER.A/5^.
CENTRO LATINOAMERICANO DE DEMOGRAFIA
VII
CURSO INTENSIVO REGIONAL DE DEMOGRAFIA
ANALISIS DE LA MORTALIDAD DESDE EL NACIMIENTO
HASTA LOS DOS AÑOS DE VIDA (? q ) ESTIMADA POR
LA VARIANTE DE COALE Y TRUSSELL. COSTA RICA,
GUATEMALA Y REPUBLICA DOMINICANA, DECADA I960,
Grupo da ^raba jo
Marie Immaculés Noel (Haití)
Hermann ^igaud Jr. (Haiti)
Jeannette Núñez Cepeda (Hgp, Dominicana)
José Emilio Tadeo Valoy (Hep. Dominicana)
Sergio Rimóla Fernández (Guatemala)
Damaris G ranados Bloise (Costa Rica)
Noviembre 1984
San José, Costa Rica
PRESENTACION
ESTE TRABAJO FUE REALIZADO COMO PARTE DE LAS ACTIVIDADES
DEL SEPTIMO CURSO REGIONAL INTENSIVO DE DEMOGRAFIA, IMPAR­
TIDO EN LA SUBSEDE DE CELADE, SAN JOSE COSTA RICA DEL 1ero
DE AGOSTO AL 3¡O DE NOVIEMBRE DE 198^
INDICE
I.
II.
III.
IV.
V.
VI.
VII.
Definición del oroblema en estudio.
Objetivo del estudio.
Población objeto de estudio.
Material y métodos
Variables geográficas.
Nivel de instrucción de la mujer.
Algunas características de la mortalidad en los dos primeros
vida en Costa Rica, Guatemala y República Dominicana.
años de
-Tendencias históricas de la mortalidad desde el nacimiento hasta los
dos años
- Nivel de instrucción de la mujer en edad fértil y su relación con
los hijos tenidos y los hijos fallecidos.
- Probabilidad de morir entre el nacimiento y los dos años de vida según
nivel de instrucción de la madre y área geográfica.
- ^1 riesgo de morir desde el nacimiento hasta los dos años de vida y el
grado de ruralidad.
CONCLUSION.
ANEXOS
BIBLIOGRAFIA
AGRADECIMIENTO
*v
b?
--¿it
'■*? T >v am •^
P'gina 3, línea 4, en vez de "corno "anexo" léase:
"en Ion cuadros
8 y 9, páginas 20 y' 21 del documerto Mortalidad I, B. I'é.tod os :In­
directos para Estimar la Mortalidad, -'puntes de Clase 1 ° 8 1 , CELAOS,
agosto de 1933, del Profesor Manuel J. Rincón,-y que citar, cono fuen
te "Rodríguez, Yirginiaj Ortega, Antonio y Bernárdez, Rogelio, Costa
?*ica, la idor talidad y ls Fecundidad en el período 1950-79. can José,
diciembre de 1980" .
Página 11,
^
línea
7,
después de"cuadros" léase. "3 A, ...".
línea 9, después de "Dominicana" es punto seguido.
línea 17, en vez de "Fuente:
te: Cuadro No. 9".
Pagina 12,
Cuadro No. 8", léase:
línea 4, en vez de "I960 y 1976" léase:
"Fuen
"1964 y 1971".
línea 8, en vez de "es decrecierfce cuando se desglosa
por
nivel de instrucción y área geográfica" léase solanente"es
creciente".
Q
Página 13, línea 13, elimínese "Fuente: Cuadro No. 8".
línea 5, elimínese "7/ ".
líneas 17 y 13, después de 1980 y en vez de "tenían niveles
de instrucción de 3 ó m^nos a*os" léase
"fto tenían ningún
nivel de instrucción".
Página 14, en vez de "a continuación" léase: "en el anexo", (lire? 15).
Página 19, línea 11, después de "conclusión" -no. se Pea "sólo".
ft
Incluyase cuadro 3 A que se anexa a ests"Fe de erratas".
En Bibliografía, agréguese: "Rincón, Manuel J . ,Mortalidad I. B. Métodos
Indirectos para Estimar la Mortalidad, Apuntes de Clase, CELADE, agosto
de 1983".
B e f inición_del_£robleraa
La mortalidad en los primeros años de vida es un indicator im­
portante del desarrollo de los países.
Sus niveles se rel a c i o ­
nan en forma inversa, puesto que a mayor nivel de desarrollo coresponden menores tasas de mortalidad en los primeros años.
Sobretodo en los poblaciones en que la mortalidad es alta en
edades tempranas,
la muerte del niño viene a expresar en ú l t i ­
mo termino el grado de deficiencia de la estructura económica,
social y politics de la comunidad en que el niño vive, en tér­
minos del nivel y sobre todo, de la distribución del biensestar
que tal sociedad ha logrBdo alcanzar entre sus miembros 1)
La mortalidad infantil,
es decir, la de los menores de un año,
tiene una gran sensibilidad para subir a los primeros síntomas
de deterioro, o a bajar cuando se implementan adecuadas p o l í t i ­
cas de saneamiento ambiental,
eliminación de excretas,
potabili-
zación del agua y otras que se relacionan con el mejoramiento
del nivel de instrucción de la población.
1) Behm Hugo y De Moya Francisco:
La mortalidad en los p rime­
ros años de vida en países de America Latina, CELADE,
A, No 1028, mayo 197?.
serie
Dado que en los países de menor desarrollo en donde precisamente
no se cuenta con información o la que hay es deficiente,
se han
desarrollado métodos para estimar en forma indirecta la m o r t a l i ­
dad en la niñez.
En este trabajo se presenta la información referida a la m o r t a l i ­
dad en los dos primeros años obtenida indirectamente por la varia^
te al método de Brass desarrollada por Coale y Trussel,
dado que
los resultados para la mortalidad en el primer año de vida,
puede
estar sesgada a causa de la frecuencia de primeros nacimientos y
madres muy jóvenes ( 15-19 años), además de que es el grupo en que
la omisión de información,
se ha determinado en otros estudios,
es
muy alta.
En los últimos años, la mortalidad infantil (en los primeros años)
se ha reducido considerablemente en los países de América Latina,
aunque continúa siendo alta en muchos de ellos.
La importancia de
su estudio está relacionado con el hecho de que sus niveles se r e ­
lacionan en forma inversa con el grado de desarrollo de los países
La información de estadisticas vitales correspondiente a Guatemala,
Costa Rica y Republica Dominicana,
tes entre los tres países
muestra las diferencias existen
-3 -
CUADRO 1.
Tasa de Mortalidad Infantil (o/oo)
Pais
1961
1971
Costa Rica
65.7
56.5
Guatemala
8^.8
81.6
IO 2.3
: ^8.8
Rep. Dominicana
Fuentes:
C .R.; Dirección general de
est. y censos Anuario Dem. 1973
Guat.:
Anuario Est. 1972
R. Dom.:
"
Dem. 1972
II. Objetivo del estudio.
El objetivo de este estudio es el análisis de la mortalidad
en los primeros dos años de vida en Guatemala, Costa Rica y
República Dominica, en la década de los sesenta,
según su
tendencia y su relación con el nivel de instrucción de la ma
dre y características urbano-rural.
III. Población objeto de estudio
El estudio se base en las respuestas brindadas pár las mujeres
de 15 a **9 años a las preguntas:
ha tenido?
Cuántos hijos nacidos vivos
y cuántos hijos están vivos actualmente?
en los
censos de población de 1973 en Costa Rica y Guatemala y de la
encuesta nacional de fecundidad de 1973 en Pep. Dominicana.
-4 -
IV. Material y métodos
En la publicación de Guatemala,
diferencias socioeconómicas de
Serie A, No 10^0 se lee "En relación al censo de Guatemala, ha
sido evaluado (Gutiérrez,
I 983 y DGE- CELADE,
se que tiene varias deficiencias:
13.8 %,
I 983) compro bán do­
la omisión total se estima en
siendo menor en la población femenina (12.*+%), cuyos datos
son los que utiliza principalmente esta investigación.
La o m i ­
sión varia entre 5*5 y 16 ,9# en L°6 grupos quinquenales de edad
en el periodo fértil de la mujer.
Las inexactitudes en la d e ­
claración de la edad son algo mayores que en otros países c e n ­
troamericanos y se expresa en un índice de Myers de 21.7.
relaciones de masculinidad por edades,
Las
como en la mayoria de los
países latinoamericanos, muestra valores superiores a 100 en las
edades de 15 a 39 años, lo cual ha sido interpretado como resultante
de mayor omisión en hombres..."
En la publicación "Behm
Hugo, la Mortal ida d en los primeros año
de vida en países de la América Latina, Costa Rica,
1968-69»
Serie
A, No. 102^, se lee "El estudio se basa en los datos obtenidos en
el censo nacional cíe población realizado en mayo de 1973*
La pu­
blicación de este censo no incluye los datos requeridos c l a s if ica ­
dos por nivel de educación de la madre,
por lo cual las e s t i ma cio ­
nes de mortalidad que se refieren a esta variable se obtuvieron te
una muestra probabilistica oficial del censo,
con una población to-
-fi­
tai de 200 305 personas.
La calidad de este censo, en cuanto a la
inexactitud de la declaración de la edad, ha sido estudiada por
Kamps(2).
Los indices de las K aciones Unidas y de Kyers sitúan al
censo en u n nivel mediano y denot,.n progreso respecto a ios censo,^
(3)
de I 95O y 1963° Ortega concluye que el último censo de Costa Rica
tiene una menor omisión que estos dos últimos y posee en general
una buena cobertura.
Se ha utilizado las respuestas a dos preg un ­
tas hechas a las mujeres mayores de 15 años:
1. Cuántos hijos nacidos vivos ha tenido?
2. Cuántos hijos están vivos actualmente?
Las mujeres que no dieron esta información sólo alcanzan a 1.7# del
total, pero esta proporción es mayor en las mujeres solteras (2.2?á)
y en las de 15-19 años de edad y con mayor educación.
En todo caso
la omisión es demasiado pequeña para afectar las estimaciones,
las
cuales se han calculado utilizando lólo los datos de las mujeres que
i)
contestaron ambas preguntas.
En cuanto a la República Dominicana, la investigación se basa en la
información obtenida en la encuesta nacional de fecundidad (**,5)
2) Kamps Jorge, La declaración de la edad en los censos de población
de América Latina, trabajo final de investigación, Curso de A n á ­
lisis Demográfico Básico, CELADE, Serie C, 100*+, 1975»
3) Ortega A. Costa Rica, Evaluación del Censo de 1973 y Proyecciones
de población por sexo y gupos de edades, años 1950 al 2000, D i r e c ­
ción General de Estadística y Censo, CELADE, San José, C.R., junio
I 976.
La encuesta abarcá aproximadamente 10 000 de los 800 000 hogares exis­
tentes en el pais, seleccionado aleatoriomente por un disenio muestral
estratificado y p o l ietápico.
las preguntas:
ella?
La información básica se obtuvo mediante
Tiene hijos propios que están viviendo actualmente con
Tiene hijos propios que no están viviendo actualmente con ella?
Ha tenido ella algún hijo nacido vivo que murió después?
segura, ella ha tenido ----- —
correcto?
Para estar
(total) hijos nacidos vivos.
Esto es
Estas preguntas fueron contestadas por la totalidad de las
mujeres encuestadas.(6)
En la mencionada publicación de la encuesta se compara la población encuestada con la del censo de 1970, con resultados en general sati sf ac­
torios, aunque se encontró que las mujeres de 20-2*+ años de la encu es­
ta tienen una proporción mayor de residentes urbanas y de alfabetas
que en el censo de 1970.
Ambos factores tienden a reducir la mo r t a l i ­
dad, por lo cual las estimaciones basadas en esta encuesta, a nivel n a ­
cional probablemente deben considerarse estimaciones minimas del riesgo
de morir en los primeros años de vida(7)
El método empleado fue desarrollado por Brass en su forma original en
197*+.
Este estableció la relación entre la proporción de hijos falle-
cidos(Qi)
declarado por las mujeres clasificadas por grupos quinquena-
*+) Consejo MI. de Pob. y Familia, Encuesta m. de Fee. Informe general,
Banto Domingo Rep. Dominicana, octubre 1976.
5 y 6) Behm Hugo, De Moya Francisco Mla mortalidad en los primeros años
de vida en los paises de A. L. Rep. Dora., 1970-71 CELA DE , SerieA,
Mo 1028, mayo le 1977»
les de edad (i=l para 15-19 años;
i=2 para 20-2*+, etc.) y la probabi­
lidad de morir de los hijos entre el nacimiento y diversos edades e xa c­
tas de X años (x ^o^*
Esta relación está afectada por la estructura por
edad de la fecundidad.
El presente trabajo utiliza una variante del método elaborado por
Trussell (1975)
para obtener el coeficiente
que permite estimar la
mortalidad mediante la relación:
x^o
=
Ki • Di
En esta variante, los coeficientes
se calculan mediante regresiones
basadas en la tablas modelo de mortalidad de Coale-Demeny y los modelos
de fecundidad desarrollados por Coale y Trussell.
La forma general de estas ecuaciones es:
Ki
=
ai + bi.CPi/Pa) + c í .(P2/P3)
Los valores PI, P2 y P3 son la paridez media en las edades 15-19, 20-2*+
y 25-29 años, respectivamente, cuya fórmula general es la siguiente:
Pi =
H T -i
NFi
=
Hijos tenidos por muj. de edad i
Mujeres en edad i
Los valores de los coeficientes ai y bi dependen del modelo de CoaleDemeny que se utilice y de la probabilidad que se deseé estimar.
La
variante Coale-Trussell permite que se determine la fecha para la cual
corresponde cada una de las probabilidades de morir q(x) obtenidas.
Las ti se calculan mediante ecuaciones de regresión cuya forma general
es la siguiente:
ti =
a£ + b£.(Pl/P2) + c* .(P2/P3)
Los valores de a¿, bj_, y c¿ utilizados para Costa Rica y Guatemala
son los que corresponden al modelo Oeste, y para República Dominicana,
los que corresponden al modelo Sur.
Las tablas correspondientes a p a ­
recen como Anexo.
La variante de Coale y Trussel se basa en los mismos supuestos que el
método original Brass y sus variantes, y son los siguientes:
a) la fecundidad y la mortalidad han permanecido invariables en
años recientes (para fines prácticos, aproximadamente en los últimos
10 años)}
b) la mortalidad de los hijos de las mujeres informantes es la
misma que la de todos los nacidos vivos en la población;
c) los riesgos de muerte de los hijos son independientes de la
edad de la madre;
d) la estructura de la mortalidad y de la fecundidad de la po­
blación no son muy diferentes de la estructura de los modelos en el
cálculo de las tablas que se emplean para obtener las estimaciones.
V . - VARIABLES GEOGRAFICAS. -
Como variables oeoaráficas
s p
han utilizado las áreas urbana, rural,
dentro del área urbana la subdivisión capital y resto urbano.
En Cos +a Rica la población urbana se definió en el censo de 1973^
" Al igual que en los censos nacionales de 1950 y 1963, se tomó como
base
oara definir las zonas urbanas, a los centros administrativos de
los cantones del país, por lo general los distritos primeros. En estos
se demarcaron a priori dichas zonas con criterio físico,tomando en cu­
enta elementos tanqibles, tales como cuadrantes, calles, aceras, luz,
eléctrica, servicios urbano, etc.., la publicación censal señala ex­
cepciones a esta regla.
Las variables geográficas utilizadas en Reoublica Dominicana son pobla­
ción urbana/rural y regiones. La población urbana en la encuesta se ha
definido aparentemente tal como en el censo de 1970:"La ciudad princi­
pal o cabecera de cada municiDio o distrito municipal se considera zo­
na urbana, mientras que las testantes localidades aorupadas en 'sec­
ciones', conforman la zona rural"
blación
• Esta definición hace que la po­
urbana incluya comunidades que realmente son de caracter rural
debido a que son cabeceras municioales o distritales, circunstancia que
es posiblemente una de las razones de la incongruencias de las estima­
ciones de la mortalidado
Con relación a Guatemala, el acuerdo gubernativo del 7 de abril de 1938
indica que todos aouellos poblados que tengan reconocida oficialmente
la categoría de ciudad, villa o pueblo son considerados área urbana,
y como área rural se considera a las aldeas, caserios, fincas y luqares
con ooblación disoersa.
La población de las colonias urbanizadas que colindan con el municipio
de Guatemala, y que pertenecen a Mixco, Villa Nueva y Ch.inautla fue a-
-10-
siqnada al area urbana de su respectivo municipio*
VI.- NIVEL DE INSTRUCCION DE LA MUJER
Costa Rica.-
Alfabeta* Persona que sabe leer y escribir un párrafo sencillo
en esoañol o en otro idioma*
Analfabeta: Persona
sin nivel de instrucción, salvo excepción,
Guatemala.-
Alfabeta: Persona
que sabe leer y escribir un párrafo sencillo
en español o en otro idioma.
Analfabeta* Persona que no sabe leer ni escribir, o que solo sa­
be leer, o bien, solamente escribir su nombre.
República Dominicana,Alfabeta* Persona que sabe leer y escribir un párrafo sencillo en
español o en otro idioma.
Analfabetas Persona que no sabe lesr ni escribir»
VII. ALGUNAS CARACTERISTICAS DE LA MORTALIDAD EN LOS PRIMEROS ANOS DE
VIDA EN COSTARICA, GUATEMALA V REPUBLICA DOMINICANA.
Tendencias históricas de la mortalidad desde el nacimiento hasta los
dos años.
Aunque en los países de la América Latina ha predominado una alta mor­
talidad en los primeros años de vida, se han logrado importantes oroqresos en los últimos decenios.Cuadros 4-5-6.y grafico 1, ilustran esta si­
tuación por nivel de instrucción para Costa Rica, Guatemala y
República
Dominicana .¡~f manera de ilustración se presenta a continuación el porcen­
taje da reducción en el riesgo de morir de hijos de mujeres con instruc­
ción 0-3 años en los tres países considerados.
% Reducción
en hijos de mujeres con nivel de instrucción 0-3 años
Costa Rica (1964-71)
22
Guatemala (1960-76)
32
República Dominicana (19<o 6 ~ 7 3 )
-6
Fuente:
Cuadro No.
9.
El decrecimiento es menor en Costa Rica que en Guatemala puesto que la
intensidad de la reducción depende de los niveles de inicio: entre mas
altos los valores, mas dramática es la reducción.
Es asx que se observa como en Guatemala la reducción del riesno rie muer­
te entre el nacimiento y los dos años de hijos de madre con nivel de ins­
trucción 0-3 es de h 2 % entre 1960 y 1976, mientras que en Costa Rica es
de 2 2 % entre 1960 y 1976.
En Guatemala en 1^60 el riesgo de morir en los dos primeros años es de 1
192 por mil en
1960, en Costa Rica es de 135 por mil en 1964.
En cuanto a la
Republica Dominicana la tendencia del mismo indicador
^coando Æ deíqloSQ por o ju s í c/e
/ n s T ro c c / ó n ,
0)
g orea g e o g r á fic a
es cuereeiente, contrario a lo que se espera y se sabe por otros elemen­
tos que ocurre en la realidad. Este conportamien^o de las cifras se ex­
plica por calidad deficiente del datos básico. Como se recuerda del sus­
tento teórico de la metodología utilizada, los
¿fo
dependenJde la pro­
porción de hijos fallecidos. Teniendo en cuenta que la metodología utili­
zada se busca aplicarla a poblaciones con estadísticas deficientes, y que
por esta razón
es corriente que la información recogida en los censos de
población y en
encuestas está afectada por errores imoortantes como son
omisiones diferenciales, mala declaración de la edad, errores de muestreo
en el caso de encuestas, cuando se hacen las estimaciones no siempre los
resultados muestran tendencias aceptables, Examinando las proporciones
de hijos fallecidos, que deberían mostrar una tendencia creciente con la
edad de las mujeres estas muestran tendencias irregulares cuando el nivel
de
desacreqación es mayor, aunque no es tan evidente a nivel
urbano y ru­
ral como se puede ver en el cuadro 11.
- Nivel de instrucción de la mujer c?n edad fértil y su relación con los
hijos tenidos y los hi jos sobrevivientes.-
Existe una estrecha relación entre el nivel
de instrucción
de la mujer y
la mortalidad infantil, ya que la educación
de la madre se
va reflejando
en los cuidados prestados al niño, especialmente en los primeros años de
vida y la situación del hogar. Es importante destacar que la superación
del analfabetismo significa que la mujer adquiere una visión mas amplia
del mundo que, entre otras cosas, le permite aprovechar mejor las
tunidades que el sistema de salud le
opor­
puede brindar. 2 /
De la publicación de UNESCO " Estimates and Projections Illiteracy,Sep­
tember 1978, CS1-E-29" se tiene la siguiente información*
% de mujeres
de
15
años y mas
1970
analfabetas.
1980
Costa Rica
13.2
7.2
Guatemala
65.2
53.9
República Dominicana
34.3
26.2
Fuente*
Luadro No. 9
Q
De las cifras anteriores se puede observar que Guatemala, entre los tres
países considerados es el país que presenta la situación mas desfavorable
en cuanto al nivel de instrucción de sus mujeres de 15 o mas años(65.2%
de ellas en 1970 y 53*9^ en 1980 tenían niveles de instrucción de 3o míe­
nos años). La República Dominicana tiene un porcentaje de 34.3 en 1970 y
de 25.2 en 1980, que también es una cifras alta. La situación mas favora­
ble la presenta Costa Rica, con un porcentaje de 13.2 en 1970 que baja
a
7.2 en 1980.
Las diferencias en el grado de alfabetización de las mujeres 15 años o
más en los tres naíses considerados repercuten sin duda alguna en el ries­
go de morir de sus niños, como se analizará en las siguientes páainas de
este estudio.
En el cuadro
No. 2
se muestra, para el total de cada país, la situa­
ción en cuanto a nivel de instrucción de las mujeres en dos grandes nrui r
Benm, Huno. Diferencias Socioeconómicas de la Mortalidad ríe los Mmore;
de Lf}S Años, 196R-76. CELADE, Serio, No. 1044, Set. 1904.
"•14
pos (0-3 años ds instrucción y 4 y más).
A pesar da lo grueso de la desa­
gregación del nivel de instrucción de la mujer, se notan diferencias sionj_
ficativas en los diferentes países y en caiauno de esos niveles, en cuanto
al oorcentaje de hijos tenidos y
al porcentaje de
hijos fallecidos.
De dicho cuadro 2 se observa que mientras en Costa Rica el 31.6)5 de las mu
jeres de 15 años o más en 1973 tenían ds 0 a 3 años de instrucción, anorta
ban el 54.2)5 de los hijos y se les morían el 67.9)5 de ellos, en ^uat.emala
ese mismo qrupo de mu jeres constituía el 79.3)5, aportaba el B7.9)5 de los
jiijos y se le morían el 94.5)5 de ellos.
En cuanto a la República Dominica
na, el gruoo de mujeres de 0-3 años de instrucción constituía en 1975 el
45.9)5 de las mujeres de 15-49 años, aportaba el 65.7)5 de los hijos y se le
morían el 74.8)5 de ellos.
Nivel de instrucción de las mujeres en edad fértil y probabilidad de sus
hi ios de morir entre el nacimiento y los dos años de edad.
En el cuadro No. 3 y gráficos 2 y 3 que se Dresentan a continuación, es o_o
sible determinar, oara cada uno de los oaíses y para un año seleccionado,
cuál es la magnitud de la probabilidad de morir entre el nacimiento y los
dos años de edad de los hijos de muieres de 15-49 años según diferentes orados de instrucción.
Se Presentan las cifras para Costa Rica en 1971,
Guatemala en 1973 y República Dominicana en 1973.
Los riesgos mayores en todos los niveles de instrucción los presenta Reotí
blica Dominicana, con cifras que van del 170 por mil en la categoría de mu­
jeres presumiblemente analfabetas, hasta
el 81 por mil en la categoría de
7 y más años de instrucción de la madre.
En Guatemala las cifras son me -
nos altas que en República Dominicana, aunque siempre de mucho riesgo de
muerte; ellas van desde 141 oor mil en hijos de mujeres sin ningún nivel
de instrucción hasta 40 en mujeres de 7 y más años de instrucción.
Para
Costa Rica, las cifras de 1971 van desda 105 por mil en mujeres sin ninnún
-15-
nivel de instrucción hasta 43 por mil en las que tienen 7 y más años de instruc­
ción.
Se puede pues, observar cómo, el riesgo de morir de los hijos de mujeres
presumiblemente analfabetas es el mayor en los tres países, y que a medida
crece
que
el nivel da instrucción de la mujer, disminuye ese riesgo.
Prohabilidad da morir entre el nacimiento y los dos años de vida seaún nivel de
instrucción de la mujer y área qeooráfica.
Del cuadro No. 7 y de los gráficos Nos. 4 y 5 se puede observar el comportamieri
to de la probabilidad de morir entre el nacimiento y los dos años de edad riel
niño, según nivel de instrucción y residencia de la madre, comparativamente pa­
ra los tres países que incluye este estudio.
Para Guatemala, cabe recordar que se tomó como Capital lo corresoondiente al con.
glomerado metropolitano, cuya definición se incluye en el caoítulo cor resoondiejo
te,
Para ^osta Rica, en todos los niveles de instrucción, se hace notar el mayor riejs
qo de. los habitantes en el área rural, con exceoción del gruoo de mujeres de 7 y
más años de instrucción, el riesgo de cuyos hijos es mayor en el K esto Urbano.
Se nota también que en todos los niveles de instrucción, el mayor riesgo entre La
pital y ^es+.o Urbano, lo tiene esta última área neooráfica.
Tanto en el Resto
Urbano como en Rural, el mayor riesgo lo tienen los hijos de mujeres sin tnstr'JO
cí
'^5
esto no es así en la Caoi+al, donde el riesgo de los niños de moror entre
el nacimiento y los dos años es de 69 por mil en mujeres presumiblemente analfa­
betas, mientras que es de 72 por mil en los hijos de mujeres con 1-3 años de ins­
trucción.
Esta última situación no es la esterada y puede deberse a nrnblema de
las cifras, o de la información básica.
-16-
se observa que no hay gran diferencia en cuanto al riesgo de morir de los me­
nores de dos años residentes en el Resto Urbano y en el área Rural; aunque al­
to, esa riesgo es menor en la ^aoital.
En Costa Rica, en 1969, los hijos de madres sin instrucción tienen mayor riesgo
de morir antes de los dos años que los hijos de residentes en el Resto Urbano;
ese riesgo se reduce casi a la mitad para los hijos de residentes en la Capitel.
£n todas las áreas los riesgos disminuyen conforme el nivel de instrucción de la
madre aumenta,
^sta situación confirma el hecho de que dondequiera que la mujer
viva, entre más alto su nivel de instrucción más disouesta estará a buscar los
servicios de salud a su disoosición y a mejorar las condiciones de vida de su hoaar.
-1 7 -
En Gyghpmala, los hijos ris mujeres sin ninnuna instrucción que habitan en el
Resto Urbano, tienen un riesgo de morir antes de los dos años da 145 por mil
contra 142 por mil en el área Rural; en la Capital (Conqlomerado Metropolita
no) es de 119 por mil.
En todos los niveles de instrucción, el riesgo es
mayor en el área rural, siguiéndole el Resto Urbano y por último la Caoital.
En la República Dominicana, en todos los niveles de instrucción, el mayor
riesgo está en los habitantes del Resto Urbano; este es considerablemente
más alto que en los otros dos países considerados.
El comportamiento del
riesgo de muerte de los menores de 2 años según nivel de instrucción en to­
das las áreas ceográficas es, de acuerdo a lo esperado, decreciente según
mayor nivel de instrucción de las madres.
-El riesgo
de morir desde el nacimiento has+a los dos años de vida y el ara-
do de ruralidad.
De los cuadros Nos.
4, 5 y 6
Y gráficos Nos. 5, 7 y 8
se puede
observar el comportamiento de las probabilidades de morir de los menores de
2 años según el nivel de instrucción de la
madre, desagregado por áreas geo­
gráficas (Capital, Resto Urbano y Rural), para años seleccionados.
Es de destacar que las cifras corresoondientes a República Dominicana presen­
tan alounas irregularidades, puesto que en el año 1973 el área rural ostenta
riesgos menores que los que tiene la ^aoital, ambos en el orupo de mujeres
sin ninquna instrucción; esta situación no está de acuerdo a lo esmerado, y
es conveniente ahondar más en el análisis de los datos básicos oara detectar
dónde está la deficiencia.
ín Guatemala, oara 1971, y en este mismo qrupo de muieres sin instrucción, se
-18observa que no hay aran diferencia en cuanto al riesqo da morir de los niños
antes de cumplir los dos años, entre el Resto Urbano
y el área Rural; aunque
alto, el ripsoo es mennr en la Capital (Conalomerado Metropolitano).
En Costa Rica, en 1969, para los hijos de madres sin instrucción, es riesqo
es mayor en el área rural que en el Resto Urbano; disminuye casi a la m i ‘ad
en la Capital.
CONCLUSION
La variante dal método de Brass
llamada de Lóale y Trussel es sin duda un
instrumento valioso para la obtención de indicadores de mortalidad en la
niñez en países con estadísticas vitales deficientes o sin ellas; es muy
útil también para evaluar la calidad y cobertura de dichas estadísticas en
aquellos países que las tienen completas.
Sin embargo, es importante el desarrollo de registros en cada país que
permitan tener estadísticas continuas de las cuales derivar los indicadores
que
son necesarios para la planificación de los servicios e infraestructura
económica que se requieren oara lograr elevar el grado de desarrollo.
Del estudio aquí elaborado surge una imoortante conclusión!
sólo elevando
el nivel de instrucción de los habitantes de todos los pueblos del mundo
se
puede lograr que ellos mismos, haciendo uso de sus propios recursos y poten­
cialidades, sean capaces de elevar su nivel de vida.
El nivel de instrucción mayor, unido a la preocupación de los gobiernos por
llevar a cabo programas que eleven el nivel de saneamiento ambiental, salud,
extensión de servicios, etc,, harán de este mundo un lugar más feliz.
1
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Población femenina de J5 a ¿9 ano$ de edad J H'joJ femdoj e
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¡373, Guatemala ¡973 y UepubhcQ Dominicana 1975. .
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Probabilidad de s o r A entre el nacimiento y los 2 a ñ o M g e edad
por nivel de instrucción fr lss mujeres
según área G<S|ráfica
COUTA RICA 1959- 1973.
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INSTRUCCION
POR
ZONAS
AÑOS
Capital
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0
1-3
4-6
7-más
0
1-3
4-6
Resto Urbano
7-más
108
1959
0
1-3
4-6
7-más
Rural
0
141
144
110
80
140
135
104
78
1967
103
38
133
95
108
65
31
78
57
72
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1972
1973
135
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135
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1970
1971
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1968
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POR NIVEL DE INSTRUCCION DE LAS MUJERES Y AREA GEOGRAFICA
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AÑOS
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115
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107
1962
1963
4-6
RURAL
147
152
115
118
107
110
111
1°64
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1965
Q S&
161
125
IOS
76
126
1963
166
74
176
104
129
122
166
133
111
140
122
31
106
186
139
69
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137
120
96
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103
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1969
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132
114
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23.9
162
148
109
P7
144
135
111
73
CUADRO No. 7
PROBABILIDAD DE MORIR ENTRE El NACIMIENTO Y IOS P. ANOS DE VIDA
POR NIVEL DE INStRuCUION DE IAS MUJERES, S E G u N AREA GEOGRAFICA
COSTA RICA lyoy, GUATEMALA 19/5-74 y REPUBLICA DOMINICANA i V f L
ANOS DE
ESl'UDiO
TOTAL
URBANO
CAPITAL
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CUADRO No.8
NIVEL DE
TVT **71Of*
•
POBLACION' FEMENINA DE 15 AÑOS Y MAS SE EDAD, POR HIJOS TENIDOS, Y
FALLECIDOS, SEGUN NIVEL DE INSTRUCCION. COSTA RICA (1973), GUATE­
MALA (1973) Y REPUBL IC A DOMINICANA (1975).
GUATEMALA (1973)
COSTA RICA (1973)
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MUJERES
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REPUBLICA DOMINICA NA (1975)
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Absol.
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A bs o l .
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Ab s o"i
AMBAS AREAS
TOTAL
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0 - 3
14 021
32
68 267
54 10 095
68 44 044 79 163 894
4 y +
30 407
68
57 805
46 4 777
32 11 511 21
55 555 100 186 426 10C 38 284 10C 13 390 100 40 831 100 5 971 IC
8 -°
22 532 12
4 441 7
36 177
94
6 135
Ai 26 827
66
2 107
r
C
7 255
54 14 004
34 1 530 2
AREA URBANA
TOTAL
1
K\
O
4 y +
21 291 1 Of
41 517 100 3 429 100 20 315 100
53
178 10C 10 044 LOO
7 19? 10C 17 969 100 2 418
lí
300
30
19 370
47 2 177
63 11 423 56
41 210 71
g 617 86
2 321
32
8 930
50 1 505 é
14 991
70
22 147
53 1 252
37
16 968 29
1 427 14
4 877
68
9 039
50
963 3
6 192 100 22 862 LOO
3 503 1C
3 814 62 17 897
78
2 936 c
2 378 7P
/ l'.
567 1
6
8 892 44
TOTAL
23 168 ICO
79 422 100 10 571 100 35 240 10C 128 248 10C 28 241 1 OC
0
1
AREA RURAL
10 210
52 622
66
j: 75 32 621
7 07!
4 y +
12 Q 58
26 800
34
2 59 ( 25
44
O.’7122 684
619 ■ 1
5 564
96 27 56C 98
4
rJN
2
4 965
REDUCCION PORCENTUAL DE LA MORTALIDAD DE LOS MENORES DE D O S
AÑOS SEGUN LA EDUCACION MATERNA. COSTA RICA, GUATEMALA Y R E ­
CUADRO No.9
PUBLICA DOMINICANA.
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PROBABILIDAD DE MORIR PC:i MIL NACIDC'S VIVOS
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INSTRUCCION
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% de Red.
(1960-76)
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1976
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32
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96
6
140
105
25
125
140
-12
78
68
13
88
76
14
108
122
-13
41
43
-5
46
40
13
76
81
-7
1964
1
!
1
1971
(1964-71)
135
j
105
102
4 - 6
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NINGUNO
REPUBLICA DOMINICAN A
GUATEMALA
COSTA RICA
1966
1973
(1966-7’
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1 - 3
Puente: Estilación mortalidad en la niñez con base en censo 1973 (Costa Rica y Guatemala) y
C U A D H O K o . -jo
P r o b a b i l i d a d de Jtorir e n t r e
p o r n i % e l de i n s ^ P u c c i ú n d e
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la mujer.
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-
-
61
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110_ c /
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-
-
I47_b/ 67_ e /
-
1968-69--70
Costa Rica
54_£/ 62
97
38
32
Guatemala h /
126
156
15^
90
116
124
66
85
105
37
51
61
República Dominicana j/
173
239
144
137
162
135
120
148
111
96
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73
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1961
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B I B L I O G R A F I A
CELADE. Hugo Behn. Serie A N o . 1024. Diciembre 1976.LA MORTALIDAD EN
LOS PRIMEROS AÑOS DE VIDA EN PAISES DE LA AMERICA LATINA. Costa R i ­
ca 1968- 1969.
CELADE. Hugo Behn. Ernesto Vargas. Serie A No. 1037 marzo 1978.LA
MORTALIDAD EN LOS PRIMEROS AÑOS DE VIDA EN PAISES DE LA AMERICA L A ­
TINA. Guatemala I 968-I 969.
CELADE. Ministerio de Economía.Dirección General de Estadística. S e ­
rie A No. 1044 setiembre 1984. GUATEMALA:diferencias s oc ioeconómi­
cas de la mortalidad de los menores de dos años 1968-1976.
CELADE.Hugo B'ehn. Francisco de Moya. Serie A N o . 1028 mayo
1977fLA
MORTALIDAD EN LOS PRIMEROS AÑOS DE VIDA EN PAISES DE LA AMERICA L A ­
TINA. República Dominicana 1970-1971
IMIAL. DAtos Básicos. Tabulados Preliminares, Costa Rica.
1973»
IMIAL. Datos Analiticos. Encuesta Nacional de Fecundidad 1975«República Dominicana.
IMIAL. Datos Analíticos. Guatemala 1973»
A G R A D E C I M I E N T O
Nos
es g r a t o
agradecer a
y administrativo
para
con
en
ros
que
de
bido,
de
de C E L A D E
nosotros,
ciones
el
campo
todos
servirán
cada uno
generaciones
todo
por sus
de
los
el
personal
por sus
finas atenciones
enseñanzas
la D E M O G R A F I A ,
conocimientos
como u n
de n u e s t r o s
aporte
a
pueblos,
y orienta­
estamos
que
hemos
la p a z y
Gracias.
segu­
reci­
desarrollo
en b e n e f i c i o
venideras.
Muchas
docente
de
las
VII CURSO INTENSIVO
TRABAJO FINAL DE
DE
DEMOGRAFIA
INVESTIGACION:
OBTENCION
DE
INDICADORES
A
DE
MODELOS TEORICOS
TRAVES
BLACION
EN
DEMOGRAFICOS
HONDURAS Y MOZAMBIQUE
BECARIOS:
CARIAS MORA RICARDO
ESPINOZA MAYRA ANTONIA
GANCEDO GASPAR NELIDA
GARCIA JIMENEZ RAFAEL
PRIORIS GUSTAVO
RAMIREZ MOREIRA O LMAN
RIVERA CASTRO CAROLINA
SABILLON MARIA DEL PíLAR
NOVIEMBRE
DE
1984
PO­
AGRADECIMIENTO
Consideramos obligatorio encabezar este trabajo haciendo un
reconocimiento a nuestros profesores, que con su labor han lo­
grado la culminación exitosa del curso, y el que todos regrese
mos con mayores conocimientos que poner al servicio de -núes:tros pueblos.
También es merecido patentizar nuestro agradecimiento a los
demás trabajadores de la institución quienes siempre fueron atentos y solícitos con nosotros.
Nuestra mención final para los profesores que contribuye-ron con sus valiosas orientaciones a la elaboración de
nuestro trabajo final en CELADE:
Sr. Antonio Ortega
Sr. Domingo Frimante
Sr. Manuel Hincón
Los Autores
éste
I._
I1MTRDÜCCIÜN
El présente trabajo abordará de forma breve las posibilidades
üa usa de las modelas teóricos para estimar parámetros demográficos
ejemplificándolas con dos paises;
uno de pobre información: Mo z a m ­
bique y otro de mejor situación en este aspecto:
Honduras.
Asi el objetivo del trabajo será obtener los valoras de las ta
sas de natalidad, mortalidad y crecimiento.; niveles de mortalidad
y fecundidad y otros para ambos paises.
Para lograr el mismo se ha estructurado el documento en tres
• partes.
1.- Sintésis de las metodologías aplicadas para la obtención
de las diferentes estimaciones.
2.- Aplicación práctica de las metodologías anteriormente de s­
critas.
3.- Análisis de los resultados obtenidas lo que permite pe rfi­
lar algunas conclusiones.
Resulta conveniente señalar que los resultados a que se arri
ban no son nada definitivo
, sino simplemente una primera aproxima­
ción que posibilite un posterior perfeccionamiento.
II -
MELILlJULDü IA
METODOS DE COMPMTIBILIZACION DE LA INFORMACION Y ESTIMACION DE
TASAS DEMOGRAFICAS.
Teniendo en cuenta que no existe el método óptimo para esti­
mar los diversos parámetros demográficos y, contando con la posi­
bilidad de aplicar diferentes metodologias para lograr valores de
los mismos,
se presenta a continuación una breve descripción de -
los métodos utilizados en el presente estudio y que permitieron derivar una gama de valores para dichos parámetros.
II - 1
ESTIMACION DE LA MORTALIDAD Y DE LA TASA DE CRECIMIENTO A PARTIR
DE LA ESTRUCTURA POR EDADES DE LAS DEFUNCIONES:
Este método se fundamenta en el hecho de que la distribución
por edades de las muertes está estrechamente ligada al nivel de la mortalidad.
El subregistro de las defunciones es algo que aón
continua ocurriendo en la mayoría de nuestros países.
Brass suponiendo que la omisión no es diferencial por edades
y que la estructura de las defunciones a partir de cierta edad no
resulta seriamente distorsionada por el subregistro,
desarrolló -
una metodología oaséndose en la teoría de las poblaciones esta- bles.
Esta permite estimar la tasa de crecimiento de la pobla- -
ción y el porcentaje de s u b r e g i s t r o . l a s
defunciones.
II - 2
COMPATIBILIDAD DE UNA DISTRIBUCION POR E D A Û DE LA POBLACION Y UNA
MORTALIDAD DADAS:
Este procedimiento se fundamenta en el hecho de que si una población dada se asimila a una estaule y se conoce la estructura
pur
c i
edad
j3
da
In
grimera asi camu la ley de n ur t a l i d a u ,
la s
uiferen-
de los logaritmos deben comportarse en forma aproximadamente
lineal can la variación de la edad.
discretos:
Cx
y
Lx
Y = In Lx
Hara ello se utilizan valores
de la población a través de la relación:
-
ln Cx
=
xr - ln b
La coherencia entre la distribución por edades y la población
estacionaria usada,
se puede analizar con los gráficos construidos
ajustando luego la recta a través de un método conveniente,
obte­
niéndose estimaciones de la tasa de crecimiento y de la tasa bruta
de natalidad.
II - 3
C O M P A T I dlLIDAD DE UNA DISTRIBUCION POR EDAD DE LAS DEFUNCIONES Y
UNA HURTALIDAD DADA:
Paralelamente al caso anterior,
p'(x)
pero ahora conociendo d(x)
y
se espera que el logaritmo natural del cociente de ambos se
comporte en forma aproximadamente lineal.
En el campo discreta se
usa la distribución de las
muertes observadas en
y la distriuución por edad
de las muertes
naria,
La relación es
la siguiente:
Y
= rx - ln d
b
dx.
=
ln
Dx
dx
la población,
Dx,
en la población estacio­
II - A
ESTIMACION DE UA <IAüLES DEMOGRAFICAS A PARTIR DE LA PUÜLACIUN
CENSADA Y UNA TAuLA DE HURT ALIDAD:
*
Partiendo de la relación
nCx = b e
—rx
nLx
que se cumple en
_ r x
las
En
relaciones
estables
se
condiciones
próximas
a la
tener
una
forma
lleca
a la
relación
estabilidad,
aproximadamente
el
ntVJx
nLx
=
cociente
N b e
Nx
Lx
debe
exponencial.
II - 5
ESTIMACION DE VARIABLES DEMOGRAFICAS A PARTIR DE LA POBLACION POR
EDADES,
nNx, Y LA TASA ANUAL DE CRECIMIENTO:
Empleando relaciones que se cumplen en poblaciones estables y
dada una tasa de crecimiento se puede estimar la esperanza de v/ida
a los cinco años.
mortalidad,
Con este valor se entra en las tablas modelo de
lográndose estimaciones de la esperanza de vida al n a ­
cer y de las restantes funciones de la tabla de mortalidad.
implica aceptar la relación entre
los de Coale y Demeny,
&°0 y
Esto
e| que se da en los m ode ­
lo cual no necesariamente se verifica
en -
los casos reales.
II - 6
METODO DE PRESTON:
Es un método simple para estimar tasas de natalidad y, simul­
táneamente,
un parámetro representativo del nivel de la mortalidad
Ha sido diseñado para ser usado en países que carecen de buenas e_s
tadísticas vitales,
ción del mundo.
los que comprenden a la mayoría de la pobla- -
La tasa de natalidad es inferida por la intersec­
ción en el origen de una línea recta; el nivel de la mortalidad se
estima por la pendiente de esa línea.
ción
El procedimiento de estima­
integra el sistema logito de un parámetro de mortalidad idea­
da por Brass con ecuaciones desarrolladas recientemente que genera
lizan la teoría de la población estable.
El sistema que se propo­
ne requiere de dos distribuciones por edades sucesivas.
II - 7
¡•iüüELti DE
PüuLAuILN MALTUSIANA;
Este
múdela
constante
to,
en
el
natalidad
cial
en
se
caracteriza
tiempo
lo
que
y mortalidad
par
tener
implica
crecen
que
una m o r t a l i d a d
l as
o decrecen
tasas
según
de
la
por
edad
crecimien­
ley
exponer^
particular.
Las
tusiana
relaciones
mis
importantes
del
modelo
de
población
mal­
son:
1-
c(a)
2-
b
=
b e“ ra
p(a)
=
ur
0 e
Los
En
una
datos
la
tasa
la
la
tabla
la
que
tiene
la
de
las
to,
de
tasa
glcbal
Con
resolver
obtención
estructura
derivar
de
para
cual
de
las
bruta
y la
da
este m o d e l o
tasas
fecundidad
de
neta
" r 11
fecundidad
modelo.
tasa
son
por
Este método
de
y "p(a)".
edad
s e emplea
tamoién
reproducción
asi
'
permite
como
la
-
función
-
fecundidad.
tasas
de
vida
de
fecundidad
es
posible
representa
dicha
capacidad
p(a)
de
la
por
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derivar
capacidad
es
la
obtenidas
intrínseca
fundamental
el
y la
poolación.
Este
crecimiento
o reproductividad
de
crecimien­
de m u l t i p l i c a c i ó n ,
indicador más
completo
de -
de
u na
población.
ENTRANDO
CON
nCa
II - 8
UTILIZACION
Se
servada
de
los
Se
para
DE U N A T ñ d L A
utiliza
una
(nCa)
y una
estructura
tasa
procedimientos
obtiene
encontrar
MODELO
ESTAULE
por
edad
de c r e c i m i e n t o
y sexo
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de
y r :
la p o b l a c i ó n
estimada
por
ob­
alguno
-
existentes.
un n i v e l
medio
o determinar
para
cada
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s ex o ,
el
cual
características
se
utiliza
corregidas
de
la
entre
xo,
población
estas
tasa
bruta
de
a través
varias
características
bruta
de
natalidad,
reproducción,
específicas
de
de
estén:
tasa
esperanza
Fecundidad,
interpolaciones
e tc .
estructura
bruta
de
vida
por
lineales,
edad
de m o r t a l i d a d ,
al
nacimiento,
y se­
tasa
-
tasas
HI
-
APLICACION DE LA METODOLOGIA
APLICACION
DE LA M E T O D O L O G I A A L C A S O DM H O N D U R A S
III - 1
O B T E N C I O N D E U N A ' - T A S A D E C R E C I M I E N T O Y - U N F A C T O R -DE“'C O R R E C C I O N
DE LAS DEFUNCIONES.
Los métodos expuestos anteriormente son pasibles de aplicar
a la información disponible para Honduras.
La distribución de la
población por sexo se toma del censo de población levantado en el
año 197** y la distribución de las defunciones por edad y sexo, de
los registros vitales.
La estructura de las defunciones por edad es la que resulta
de hacer el promedie aritmético de la defunciones registradas en
los anos 1973,
197¿* y 1975.
No se ha querida tomar directamente
les registros de 197*t ya que podrían incluir fluctuaciones alea­
torias o no aleatorias que afectarían les resultados.
La no disponibilidad de más tiempo para hacer estimaciones de la probabilidad de muerte antes de cumplir un año de vida, y entre 1 y 5 años de vida, a través del método de hijos sobrevi- vientes,
condujo a emplear esos valores del estudio de IMIAL de -
Honduras realizado para 1970.
l\lo obstante,
los estudios realiza­
dos para Honduras en esa época llevan a concluir que esos valores
no han experimentado cambios significativos.
La construcción de una tabla de vida requería además dispo­
ner de un factor de corrección de las defunciones c de las tasas
de mortalidad por edad.
Con este propósito se aplica el método
propuesto por Id. Brasa basado en la estructura de la población y
de las defunciones.
La aplicación se hizo separadamente para ca
da sexo y permite derivar la tasa de crecimiento de la población
para 1
T-Qd \
o
así come el factor,de corrección de las defunciones [Vs.r
Aí j
? A 3
j
F*cos A.s Afc
v
El análisis de los gráficos construídos llevó a la decisión
de no considerar los datos obtenidos para el primer y los dos C&
timos grupos de edad.
Está demás justificar este hecho,
ya que
es común que en estos países sean precisamente esas edades las que presentan problemas por la omisiones en las defunciones y la
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declaración
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par
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edad
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en
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obtenidas
Se
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9.91
U S
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la m a y o r í a
funciones
población
se
ajustaron
les
que
construcción
la
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para
registro
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crecimiento
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crecimiento
co­
resultan
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coherentes
que
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en
el
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hombres.
de
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de
del
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cesaria
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esperaba
los
En
Mujeres
puntos
ae
‘f. o m i s i ó n
f
36.13
tres
lineal
valores:
%o
r
Hombres
tasas
lo
mencionados,
ya
ajuste
los
estos
abreviadas
a mitad
la
tabla
d el
Las
factores
elementos
(hombres
los m é t o d o s
ésta;
intercensal.
con
se m u e s t r a n
de
de
de
para
1974,
tasas
y mujeres)
a continuación:
para
fue
empleándose
mediante
construyeron
reque­
primeramente
de m o r t a l i d a d
calculados
se
de m o r t a l i d a d ,
lo c u a l
año
a emplear
las
el a ñ o
la
por
1974,
se
-
tasa
edad -
el m é t o d o
tablas
ne­
de
da mortjî
las
cua­
/o
HONDURAS
r ABLA D E V I D A 19 74
HOMBRES
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1658
1874
2178
2293
2455
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3738
4 744
6089
7805
9393
10939
23639
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405483
401389
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375836
364653
352738
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1ABL.A DE VIDA 1974
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5 6 4
4 1 4 5 7 2
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COMP Aï I UILIDMÜ DE ESTRUCTURA DE POBLACION Y DEFUNCIONES CUN LA
LEY DE KLRTALIJADï
La estructura de la población y de las defunciones disponi­
ble, asi como la tabla de mortalidad construida permiten hacer análisis de compatibilidad entre unas y otras.
Analizando la e_s
tructura de la población con una ley de mortalidad y graficando
los resultadas obtenidos se observa que siguen una tendencia
a-
proximadamente lineal. , Con el fin de lograr estimaciones más
-
c¡ Air)
precisas y dado que el óltimb tramo de edad se aleja de la ten­
dencia,
dios.
éste fue descartado al aplicar el ajuste de semiprome- Las tasas de crecimiento de la población san inferiores a
las obtenidas aplicando el método de Brass.
El método permite -
derivar además una tasa bruta de natalidad y una tasa bruta de mortalidad por diferencia.
Una estimación de esos mismas parámetros se logra a través
de un procedimiento similar,
pero compatibilizando la estructura
de las defunciones registradas con las derivadas de la tabla
mortali dad para la misma fecha.
de
El análisis de los gráficos per
mite concluir como el alineamiento de los puntos resulta satis­
factorio,
excepto para los dos primeros grupos de edad.
El ajus
te lineal par semipromedios se realizó prescindiendo de tales
grupos de edad.Í0e.\
CaiMc» í\\L
-
A ir
Las estimaciones de los parámetros demográficos obtenidas son las siguientes:
Estructura que
se concilia:
r %o
b
%c
d
% t
ESTRUCTURA POBLACION
Hombres
Mujeres
3L.13
35.7B
L6.B2
L6.99
12.69
11.22
35.6A
36.16
A2.Q0
A3.05
7.16
6.67
ESTRUCTURA DEFUNCIONES
Hombres
Mujeres
Se observa como empleando la compatibilización de la estruc­
tura de la población se obtienen tasas brutas de natalidad más a_l
tas,
y empleando la estructura de la defunciones,
las tasas
de -
cr ecimiento son un tantu superiores.
III - 1 - b)
USü DE POBLACIONES ESTABLES:
Una forma alternativa de estimar la tasa de crecimiento,
la -
tasa bruta de natalidad y la tasa bruta de mortalidad es estudian­
do la coherencia de la población censada con la población estacio­
naria,
obtenida ésta de la tabla de mortalidad derivada para la
misma fecha.
Con la ayuda de loa gráficos,
podemos observar.
El
cociente población censada sable población estacionaria por grupos
de edad sigue una forma aproximadamente exponencial,
lo cual e xpr£
sa coherencia de la información usada y permite tener confianza en
las estimaciones obtenid as. (.Ucl
y A=o)
Lina segunda estimación de las tasas brutas de natalidad y
de
mortalid ad se obtuvo partiendo de las tasas de crecimiento encon­
tradas aplicando el método de Brass y calculando la esperanza de vida a partir de los cinco años.
Coale y Demeny,
Con ayuda de la tablas modelo de
y los valores calculados se determina la tasa b ru­
ta de natalidad.
Las estimaciones obtenidas son las siguientes:
r /so
b %©
d %o
38.99
37.2D
55.36
50.55
17.33
13.35
e
PRIMER CASO
Hombres
Mujeres
SEGUNDO CASO
Hombres
Mujeres
L9.13
L5.D2
13.00
8.95
58.76
62.86
Los valores estimados para los parámetros demográficas en cuentión,
métodos,
en este caso son superiores a los obtenidas para otros
lo cual parece sugerir que los supuestas
que sustentan
estos métodos no se mantienen en la realidad y que el método no
es tan robusto.
III - 1 - c)
METODO DE PRESTON
La metodologia implementada por Preston se aplicó en base a
información sobre la distribución por edades de la población
los dos últimos censos de población,
de
correspondientes a 1961 y a
1974, la probabilidad de sobrevivencia de un recién nacido hasta
la edad cinco
previamente.
/p(5)/
tomada de la tabla de mortalidad estimada
Para las edades superiores a los 5 años
se adoptó
como tabla de mortalidad estándar la proveniente de esa misma t¡a
bla.
Mediante un ajuste por promedios de Paid, el método nos
provee una tasa bruta de natalidad,
un factor "K" que nos da a -
conocer el grado da comparabilidad de los dos censos y un nivel
de mortalidad.C \)^(
— A^v)
Tomamos en este caso nada más la estimación obtenida sobre
la tasa bruta de natalidad,
que es la siguiente:
b /¿o
Hombres
44.40
Mujeres
45.LO
La
así
ley
coma
Grass
de m o r t a l i d a d
las
se
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La
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población
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el
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De
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25
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tanto
de
una
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femenina
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U.
relaciones
por
edad
a-
de
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En
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hay un
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en
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relación
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un
lo
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edades
de n u e v o
internacional
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Honduras
que
lo
comparar
tendría
como masculina,
emigración
de
de n a t a l i d a d
las
para
que
la p o b l a c i ó n
35 años,
obtenida,
estabilidad.
omitir
censal.
vida
el m é t o d o
bruta
distribución
Esto
de
de
con
empleando
observar
países,
de
tasa
poulación
empadronamiento
los
efecto
la
tabla
construida
permite
en m u c h a s
en
la
condiciones
grupo
dades
rica.
obtuvo la
197L con
la
estimadas
Luego,
poslación
estables,
de
determinar
población.
pDolación
condiciones
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para
estaales
censada
derivada
faltante
cual
de p o -
podría
personas
ser -
en e s a s
e-
dadss.
La
quería
obtención
además
do
de
se
derivaron
las
nuevo
las
mujeres
na
estructura
de c r e c i m i e n t o , Ç
de
fecundidad
relaciones
de
los m o d e l o s
de
Para
sus
para
ello
hijos,
otros
se
tomó
países.
por
en
Ese
a partir
edad.
estables
como
2 9 a n os ,
la f e c u n d i d a d
relaciones
de
fecundidad
cuales
para
La
lor
intrínseca
de
re­
empleari
población,
edad media
base
en
la
q ue
a la o b s e r v a c i ó n
valor
de
Así,
,
permitió
las
tomar u-
tablas modelo
de
y Demeny.
global
tasas
tasa
tasas
variable
Las
altos
las
tienen
esta
las
la
éstas.
de
doale
de
de
de
fueron
en
intrínseca
fecundidad
obtenido
y las
resultó
por
estable
tasas neta
calculadas,
Honduras
tasa
del m o d e l o
permiten
y bruta
constantándose
derivar
de
la t a s a
reproducción,
valores
bastantes
-
1 97A.
de
crecimiento
edad
bastante
y de
la
similar
de
ley
al
obtuvo
a partir
de m o r t a l i d a d .
estimado
con
de
El
las
va­
el m é t o d o
Je, P n i s v
.
i?E.L.6.CC.I0W
Dtra
de
la
£>ti o * j a
alternativa
poolacion
dela
estable,
y la
tasa
tura
por
el
□lación
de
de
f a
Q
para
estaule
entrando
y sexo
L
se
con
de
estimación
basa
en
la
estructura
Se
ha u t i l i z a d o
en
19 7A
base
defunciones
(primera
variante
de
Brass).
13 g r u p o s
aran
de
e d ad ;
la
afectada
mediano
üe:=de
en
los
así
res
el c ual
está menos
tes
niveles
y es
ra
neal
del
entre
como
son:
vida
al
ricos
neal
así
las
para
- una
y la
un
y las
de
d,
tasa
Con
se
de
por
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-
bruta
de m o r t a l i d a d
de
de
tán
obteniendo
que
no
se
vida
de
fecundidad
se
la p_o
de l a s -
l as
tablas
niveles
se
de
pa-
oosarva
a q u e la e s ­
de
197L está
adaptó un nivel
a los
variaciones
para
en
el s e x o
trece
vala­
ios d i f e r e n —
por
femenino
y niveles
de
indicadores
siempre
estQs
para
por
c o m o p_a
interpolación
de r e p r o d u c c i ó n
la p o b l a c i ó n
de
de n a t a l i d a d
A partir
por
extremos
d os
los nive les
interpolación
de
teó­
li­
teniendo
la
tasa
por
edad
en
base
cuenta
con
población
corregida
al n a c i m i e n t o
reproducción
de
la
la
(solo
bruta
( sf*
de
),
para
el
sexo
reproducción
las
a un m o d e l o
información
cuales
teórico
acerca
femenino)
se
estiman
en
este
oajo
el
de
la
-
últimas,
y esperanza
ya s u a v i z a d a ,
li­
sexos:
bruta
bruta
bruta
obtiene
- tasa
- tasa
en
sexsu
en b a s e
de
edad
el c e n s o
que n o
estruc­
) y a través
aabido
indicadores
estos
características
- esperanza
cada
de c r e c i m i e n t o
nCa,
estructura
tasa
una
obtuvieron
crecimiento,
obtienen
ambos
por
tanto
tasas
medio
se
censada
representativo.
se
nivel
lo
tabla m o ­
arrojada
por
y Demeny
según
nivel medio
teórica
b,
por
ello
LntrandG
obtenidos
Honduras
una
de c r e c i m i e n t o
Q para
afectado
tasa
nacimiento.
y el
de
nivel medio
estos
modelo
a
niveles
aún m á s
un
el m a s c u l i n a
lineal
sudanumeración
prefiriendo
Teniendo
_u o
población
por
de C o a l a
interpolación
variabilidad
tructura
muy
de
de
de
para
estructura
la
procedimientos
características
la p o b l a c i ó n
tasa
de
Leste
de
y una
a partir
(nodeio
las
a información
estimada
estables
de
selección
(r)
modelo
t s Ta
la
(nCa)
población
M onaco
A
la
crecimiento.
edad
censo
T
caso
tasas
se e s ­
supuesto
de
estructura
de
la
fecundidad
ue
bruta
ce
edad
para
la
tasa
global
deriva
da
r e n r o d u c c i ó n , lo
fecundidad
dad
por
igual
del
modela
a 29,
de
país.
de
cual
teórica
obteniendo
fecundidad
se
aplica
con
asi
una
las
en
a la
base
estructura
edad media
diferentes
a la
de
tasas
la
tasa
de
-
la
fecundi­
específicas
fecundidad.
Aplicando
a
el
la
la
tasas
de
tasa
Las
una
ley
de m o r t a l i d a d
fecundidad
neta
por
edad
siempre
obtenemos
del
así
modelo
una
teórico
estimación
de r e p r o d u c c i ó n .
estimaciones
obtenidas,
con
ambas
alternativas,
son
las
siguientes:
RELACIONES DEL
MODELO ESTAdLE
07
a PllO V f
Hambres Mujeres
TAuLAS MÚDELO
ESTAdLE
e-vo
ic. <5.
^r
Hombres
Mujeres
ES TRUCTURA POSLACIONAL
D - 1A
15 - 6A
65 y más
A9.8
A7.A
2.8
AS. 7
AS.1
3.2
A9.1
A9.1
1.8
A7.55 */••
1 1.A2 '/.»
A 5. 57 */«
9.50 VA
50.A7 %■ A7.A0
1A.3A %
1 1 . 3 3 ’,
51.13
56.67
7.0
3.A2
2.73
A8.1
A9.6
2.3
PA RAMETROS DEMOGRAFICOS
b
d
e
7.07
3.A5
2.75
36.17 %.
TGF
TBR
R'
?
TASAS FEC. POR EDAD
15
20
25
30
35
LO
A5
-
19
2A
29
3A
39
AA
A9
0.1273
0.2969
0.3959
0.3111
0.1980
0.0707
Q.01A1
0.1260
0.29AQ
0.3921
0.3080
0.1960
0.0700
0.01A0
A l e s t u d i a r l a s r e s u l t a d a s se c o n c lu y e que l a m e to d o lo g ía conduce a r e s u l t a d o s b a s t a n t e s i m i l a r e s y c o h e r e n t e s con l a s e s ­
t i m a c io n e s o b t e n i d a s en form a d i r e c t a (c o n i n f o r m a c ió n de censos
y e s ta d ís tic a s v it a le s ) ,
l o que nos dem uestra que Honduras t i e n e
p o r un la d o un c r e c i m i e n t o m a lt u s i a n o y p o r o t r o la d o l a s v e n t a ­
j a s que nos o f r e c e n e s t o s métodos a l t e r n o s p a ra o b t e n e r i n d i c a d £
r e s d e m o g r á fic o s s u p o n ie n d o que no se c o n t a r a con c i e r t a
c ió n b á s ic a .
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Jï
1 0 X 1 0 A L C E N T IM E T R O
1 0 0 -1
18 X 2 5 C M
H ec h o en C osta R ic a
JÎM EN TC «.TAN 7tLTT)A
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1 0 0 -1
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H e c h o en C osta R ica
18 X 25 C M
~or
JIMKNKZ'.TAN/I t.'f'HA
Ill - 2
Ai’L IG A C IO N DC L h METUOü LU ü I A A LA PUbLACIUN DE MOZAMBIQUE
En e l caso de Mozambique se c a n ta ba con l a p o b la c ió n de 1970
7/931/35 07yBS
y l o s d e f u n c io n e s de 1973 p o r sexo y g ru p o s de edad; con e s ta i n 5//V
G/#
f o r m a c i ó n ^ e p r o c e d ió a c o n s t r u i r una t a b l a de v i d a , l e c u a l nos
a r r o j a b a una e s p e ra n z a de v i d a a l n a c im ie n t o de 76 anos p a ra hom­
b r e s y de 81 anos p a ra m u je r e s .
E s t o s v a l o r e s nos l l e v a r a n a
a-
p l i c a r e l método de d i s t r i b u c i ó n p o r edad de l a s m u ertes p a ra ob­
t e n e r un f a c t o r de c o r r e c i ó n ( f )
de l a s ta s a s de m o r t a l i d a d y
na t a s a de c r e c i m i e n t o ( r ) j
u-
- &&
Cc-XC
f
M a s c u lin o
8.5989
15.6
F emenino
15.6086
15.5
r
Con e l p ro m edio de l o s f a c t o r e s de c o r r e c c i ó n de l a s edades
5 -
60, 5 -
55, y 5 -
50 obtenemos e l " f "
mo p r o c e d im i e n t o encontram os " r "
de 8.5989 y con e l m is ­
p a ra hombres y p a ra m u je re s
s e l e c c i o n ó e l f y e l r de l a s edades 5 - 6 5
años.
se
&9
A p l ic a n d o e s t o s f a c t o r e s a l a ta s a de m o r t a l i d a d se c r e ó una
nueva t a b l a de v i d a ,
da l a c u a l con l a s Mx a p a r t i r de l o s c in c o
años se e n t r ó a l a s t a b l a s modelo de C o a le y bemeny y se h i z ó
p ro m e d io de l o s n i v e l e s e n t r e l a s edades 5,
1ü y 15 t a n t o de hom­
b r e s como de m u je r e s , r e s u l t a n d o un n i v e l de 7 .9 2 .
v e l se e s tim a r o n l a s
^q0 y £(q 1
Con e s t e
n i­
c o rre s p o n d ie n te s a este n i v e l
p o r s e x o , con e s t a s e s t im a c io n e s de
jq ,,
l a t a b l a de v i d a d e f i n i t i v a p o r s e x o .
a)
un
S eguidam ente se p r o c e d ió a o b t e n e r
y
se c o n s t r u y ó &// y
b
/z
v a l o r e s de r p o r d i v e r -
aua m é to dos, e x i s t i e n d o ya l a e s t im a c ió n p o r e l matado de D i s t r i ­
b u c ió n p a r edad de l a m u e r t e s , se r e a l i z ó e l c á l c u l o de l a r
in ­
te rc e n s a l.
SEXLi
b)
r
Hombres
23.9
M u je re s
18.8
O t r o p r o c e d im i e n t o u t i l i z a d o p a r a l a e s t im a c ió n de l a r fu e
e l de l a c o m p a t i b i l i d a d de una d i s t r i b u c i ó n p o r edad de l a podlja
c i ó n y una m o r t a l i d a d d a d a s , u t i l i z a n d o l a d i s t r i b u c i ó n c e n s a l y
l a s l x da l a t a b l a de v i d a o b t e n id a a n t e r i o r m e n t e ; e l métode
a j u s t e fu e e l de se m ip ro m e d io s ( t i a l d ) ^
SEXO
c)
(lx
de
y
r
Hombres
11.0
M u je re s
12.2
U t i l i z a n d o l a p o b l a c i ó n c e n s a l y una p o b l a c i ó n e s t a c i o n a r i a
de l a
t a b l a de v i d a ) ,
se t i e n e o t r a e s t im a c ió n de r ,
aún cuan
do en e s t a s i t u a c i ó n e l c o c i e n t e de IMx / L x no t i e n e un CDm portam ie n to r e g u l a r ( v e r g r á f i c a ) .
re s u lta d o s :
74g¿*s
as? y
Se método se a p l i c ó t e n ie n d o como
r
SEXO
•
d)
Hambres
20.3
M u je re s
19.7
E l método de P r e s t o n se u t i l i z ó
con d a to s de l o s dos censos -
de 1960 y 1970, l a l e y de m o r t a l i d a d de l a t a b l a de v i d a y l a p ( 5 )
que fu e una e s t im a c ió n de l a p r o p i a t a b l a .
E l r e s u l t a d o de e s t e &S9
método es l a t a s a b r u t a de n a t a l i d a d .
SEXO
y 82a
b
Hombres
51.1
M u je re s
50.9
CUADRO RESUMEN DE LAS ESTIMACIONES DE " r " ;
D I S T . POR
EDAD DE LAS
MUERTES:
T . |T rarrr, „ r|
S1960-1970
n Í5 S
D I S T . POR
EDAD
p
ü ü L ^DEy LA
hühT<
DADAS:
PÜBLAC.
CENSAL
POBLAD•Y
ESTA C .:
Hambres
15.6
23.9
11.0
20.3
Mujeres
15.5
18.8
12.2
19.7
Se e l i g i e r o n p a ra l o g r a r l o o v a l o r e s de l o s d i f e r e n t e s i n d i ­
c a d o r e s l a s ta s a s de c r e c i m i e n t o c a l c u l a d a s según e l método " d i s ­
t r i b u c i ó n de p o r edad de l a s m u e r t e s " d e u id o a que p re s e n ta n
y u r s i m i l i t u d en su c o m p o rta m ie n to p a ra hurnbres y m u je r e s .
v e z o b t e n id a l e ta s a de c r e c i m i e n t o ,
maUna -
tomando l a s nLa que o b t u v i —
¡nos con l a t a b l a de v i d a p a ra l a s m u je r e s de 197u y adaptando una
edad media p a ra l a fe c u n d id a d de 29 anos de l a s t a b l a s modelo
de
d o a le y derneny, se p r o c e d i ó a e n c o n t r a r l o s v a l o r e s de l a s ta s a s
de fe c u n d id a d p a ra cada g ru p o de ed a d , l a n e ta y l a b r u t a de r e ­
p r o d u c c ió n y l a t a s a g l o b a l de f e c u n d i d a d .
IV
-
IV -
A N ALI b l S
Y OCLUSIONES
1
H LINDURAS:
L o s i n d i c a d o r e s o b t e n i d o s , m e d ia n te l a a p l i c a c i ó n de d i o s d i s ­
t i n t o s m é to d o s , m u estra n una t a s a de c r e c i m i e n t o a l t a c o n s e c u e n c ia
de una t a s a b r u t a de n a t a l i d a d a l t a y de una t a s a de m o r t a l i d a d r e ­
l a t i v a m e n t e baja*
P a ra e f e c t o s de co m p a ra ció n de l o s r e s u l t a d a s se ha i n c l u i d o un c u a d ro resumen con l a s t a s a s de c r e c i m i e n t o , n a t a l i d a d y m o r t a ­
l i d a d o b t e n i d a s p o r l o s d i s t i n t o s rpétodos a p l i c a d a s .
La ta s a de
c r e c i m i e n t o m e jo r estim a d a es l a t a s a i n t r í n s e c a de c r e c i m i e n t o ,
cu yo v a l o r es a proxim ad o de manera s o r p r e n d e n t e b ie n p o r e l método
de B r a s s .
L o s métodos de c o m p a t i b i l i z a c i ó n de l a in f o r m a c ió n con­
ducen a e s t im a c io n e s más b a ja s de l a ta s a de c r e c i m i e n t o y e l uso de p o b l a c i o n e s e s t a b l e s nos da e s t im a c io n e s p o r encima de su v a l o r .
La t a s a b r u t a de n a t a l i d a d , es b a s t a n t e a l t a y l o s v a l o r e s ob­
t e n i d o s t i e n e n un ra n g o de v a r i a c i ó n a m p l io , en e s p e c i a l p a ra l a po­
b la c ió n m a s c u lin a .
L o s v a l o r e s o b t e n i d o s p a ra l a t a s a b r u t a de mor­
t a l i d a d t i e n e n v a r i a c i o n e s s i m i l a r e s a l a de n a t a l i d a d , ya que es
-
d e riva d a por d if e r e n c ia .
La e x p e r i e n c i a l a t i n o a m e r i c a n a y p o r ende hondurena m u estra n
-
que p a r a l a época l a m o r t a l i d a d ha e x p e rim e n ta d o un p ro c e s a de d e s­
ce nso c o n s i d e r a b l e u n id o a a l t a s t a s a s de n a t a l i d a d .
Por lo ta n to ,
H o ndu ras se e n c o n tra b a en 197L en l a eta pa de l a e x p l o s i ó n demográ­
fic a ,
r a z ó n p o r l a c u a l podemos e s p e r a r a l t a s t a s a s de n a t a l i d a d u -
n id a d a t a s a s de m o r t a l i d a d r e l a t i v a m e n t e b a j a s .
E l número medio de h i j o s p o r m u je r fu e e s tim a d o en 7, v a l o r
b a s t a n t e a l t o y que j u s t i f i c a
en con tra da .
p o r s í s o l o l a a l t a t a s a de n a t a l i d a d
La t a s a b r u t a de r e p r o d u c c ió n
(número medio de h i j o s -
que t i e n e cada m u je r ) r e s u l t a de 3 . A, un v a l o r b ie n a l t o .
La t a s a -
n e ta de re e m p la z o r e s u l t a de un v a l o r de 2 .7 n i ñ a s p o r m u je r ,
v a lo r
quE i n d i c a un r i t m o de c r e c i m i e n t o b a s t a n t e a c e le r a d o de l a p a b l a - c i ó n h o n d u re n a .
•
A/OAJOURAS:
E S T I M A C IO N
EJE LAS
•
DE C e E C l M I E W r Ú , M A T A L f D A D
TASAS
y MORTALIDAD
A TRAVES D E I/ARIOS,N E T O D D S , POR. SEXO, 197AA
£ p or* m i d )
/ • / O M B R .E 5
Ia
J T a t t e b c e a jía l Í19(>1' 1 9 71 )
JZE&is-mcas.
¡//t a l e s
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" B iz a s s - 2a wae/íiure
di
3 6 .0 7
36.73
Ljt3MRAtlBIU2AOio/U DE LA l /lfíOfZMACtON
¿) estructura, p o b l a c i ó n y "tabl a d e
mortalidad
1771
*<1 e str u c t u r a d e - f u n c i o n e s y t a b l a de
rnortcLp ¡A¿xd 1 9 7 1
Uso
POTbLAEXOKlES
Mé t o
do
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3 5 -7 6
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36.19
93.0S
667
55.36
17.33
3 7 -2 0
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I3-3S
49.13
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IS.O Z
6.75
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Trimer c a s o
•S egu n d o
31.13
3 6 .9 9
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'Pc j e s t d a j
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a l t u s i a n o
E m P L E A K l D a 72>3¿AS E S T A R L E S
15.1
17-SS
ii. i z
50.17
H.31
7
7A S A
lÁJTTZfAJStCA
TSE
CJ2.ECJHIEKITO
S6. f7
1 S .57
9 .s o
17-10
II. 3 3
La fe c u n d id a d e s tim a d a es de c ú s p id e t a r d i a l e c u a l es de e p e r a r dada l a c a n t i d a d tan a l t a de h i j o s prom edio que t i e n e cada muje r.
Por o tro la d o ,
l a e s t r u c t u r a d e r i v a d a con ayuda de modelos
e s t a b l e s m u e stra una p o b l a c i ó n ya que a l r e d e d o r d e l 5Q'/j tíe l a po­
b l a c i ó n t i e n e menos de 15 años y u nicam ente e l 3W> cuentan con 65
c3n u s y rn3 s •
La a p l i c a c i ó n de l o s d i v e r s o s métodos a l a
in f o r m a c ió n d i s p o ­
n i b l e p e r m it e d i s p o n e r de una gama de e s tim a c io n e s p a ra cada p a r á ­
m e tro o s m o g r á f i c u . La s e l e c c i ó n de una de e l l a s d e b e r a 'c o n s i d e r a r
e l c o n o c im ie n t o que se tenga de l a p o b l a c i ó n . e s t u d i o s r e a l i z a d o s ,
r e s u l t a d o s de o t r o s p a i s a s con c a r a c t e r í s t i c a s s i m i la r e s ,c o m o una
r e c o n s i d e r a c i ó n s o b re l a v a l i d a ; : Je i o s s u p u e s t o s de cada método
ada ptado a l a r e a l i d a d u e l p a i s en c u e s t ió n
IV - 2
iajdPHijiGlUE ;
H s c o n t i n u a c i o n se m u e stra de form a resu m id a l o s i n d i c a d o r e s
d e m o g r á fic a s o b t e n i d o s p a ra Mozambique en 1970, lu e g o de a p l i c a r
l o s p r o c e d im i e n t o s e x p u e s to s a n t e r i o r m e n t e a l a in f o r m a c ió n ú i s p u n i b l e (d e n s o s p o b la c ió n
edad 1973 ) ;
1960 , 1970 y d e fu n c io n e s p o r g ru p o s ae
es v a l i d o s e ñ a l a r que además de s e r l i m i t a d a l a i n ­
fo rm a c ió n con que se c o n t ó , es sumamente d e f i c i e n t e l o c u a l no
p e r m it e a unas c o n c lu s i o n e s c a t e g ó r i c a s a p a r t i r de l e s i n d i c a d o r e s
s i no más b ie n b r i n d a r una id e a a proxim ada de l a s i t u a c i ó n d e l pe­
río d o .
Loa i n d i c a d o r e s o b t e n i d o s m u estra n una t a s a de c r e c i m i e n t o r e l a t i v a m e n t e b a j a , c o n s e c u e n c ia de una t a s a de n a t a l i d a d y m o r t a l i -
mera etapa de la teoriá de la transición demográfica. La esperanza
oe vida al nacimiento tanto para hombres (32.u2) como para mujeres
(3L.9L) es baja pero es importante hacer notar (supuesto de m o r t a ­
lidad en los primeros 5añoa ) que si ios hombres superan el primer
año oe vida ganan aproximadamente
10 años (A1.20) y mas aun sa¡ lle­
gan con vida a los 5 años con lo que la esperanza de vida aumentarla
alrededor de 16 años (A3.29) respecto a la esperanza ae vida al na­
cimiento,
situación que se muestra similar para las mujeres donde
si se supera el primer año se ganan aproximadamente 9 anos (A2.A1)
y la esperanza de vida a los 5 años (LL.67) ÜDtiene una ganancia
cercana a Ids
15 años. •
MUíMZAMülUUE
INDICADORES DEMOGRAFICOS
1970
b
A2.79
d
27.21*
r
15.55
5.78
TBR
2.82
Ti'JR
1.5A
(0
«
i•
TOF
/
33.75
Lxiuten elementos para pensar ( aunque no se cuenta con infor­
mación estadística para afirmarlo ) que la alta tasa de mortalidad
asta afectada por una emigración en las edades laborales.
iiÜZi^rldl^UE
T MàAc. Y Lb l KUCTURA
DE LA FECUNDIDAD PUR EDMÍ)
1970
G rupo de
r,f X
%
Edad
19
0 .1 0 AO
9.00
20 - 2A
U.2A2Ô
21.00
25 -
29
0.3237
28.00
30 - 3k
U.25A3
22.00
35 -
39
0.1618
1A.0Q
k ü - k i*A
0.0578
5.00
k5 -
0.0116
1.00
15 -
A9
MOZAMBIQUE
DISTRIBUCION POR GRANDES GRUPOS DE EDAD
1970
( por CIEN)
uAUUCS
DE
Éoao
HOMBRES
MUJERES
Cb ¡Ja AL
TEORICA
1U0.0Q
100.00
100.00
100.00
1A
A3.95
A3.57
A0.38
A2.62
1 5 - A9
A3.03
A7.80
A2.96
A7.39
5 0 - bA
6.B3
6.80
7.66
7.76
65 y +
6.16
1.83
9.00
2.23
Total
0 -
CENSAL
TEORICA
Gabe m e n c io n a r que l a s i m i l i t u d p o r c e n t u a l ue l o s g ru s o s 0 -
1L y
15 - -19 es r e s u l t a d o de l a com pensación que a l a a l t a m o r t a l id a d
i n f a n t i l hace l a a l t a
ta s a de n a t a l i d a d .
d i r e m it im o s e l a n á l i s i s a l a com pa ra ción c e n s a l y a l a t e ó r i V
ca,
a pa rece n d i f e r e n c i a s c o n s i d e r a b l e s an l o s o ru p o s
15 - L9 y 65y
■fe
p u u ie n d o s e r l a p r im e r a causada p o r l a e m ig r a c ió n e x i s t e n t e d u ra n te
l a s edades l a b o r a l e s y l a segunda m o tiv a d a p o r l a mala o e c l a r a c i ó n
de l a edad que c a r a c t e r i z a a l o s g ru p o s f i n a l e s .
La e s t r u c t u r a de l a fe c u n d id a d es de e s p id e t a r d í a como se e s ­
p e ra b a a l u t i l i z a r una edad media de l a fe c u n d id a d de 29 a ñ o s , l a
t a s a g l o b a l de fe c u n d id a d ( T G F ) con un v a l o r de 5.7Q es e le v a d o
l o que es a c o rd e con l a m o r t a l i d a d ,
l a ta s a b r u t a de r e p r o d u c c ió n
con un v a l o r c e rc a n o a 3 h i j a s p o r m u je r se re d u c e a c a s i e l n i v e l
de r e e m p la z o a l e n t r a r en ju e g o l a m o r t a l i d a d
( TNR - 1 , 5
).
ANEXO A.
HONDURAS
- CUADROS V GRAFICOS-
Al
GRUF'GS
!{Q E D A D
TOT A L
O-- 4
3. 9
1 0 .14
15 19
2 0 .24
25-29
30-34
35-39
40-44
45-49
5 0 .54
55-59
6 0 .64
65-69
70-74
75-79
H O N D U R A S 1C A L C U L O D E L F A C T O R
HOMBRES -1974
DEFUN.
NX i
DX-iRCBLA.
[HOMES
G ION
i 3i. 7 3 0 7
246013
215703
1G 6 9 3 4
139769
10 0 4 6 1
79478
6 7 Eli 3
61976
50790
43220
34249
24170
23062
13933
10 8 4 3
5341
10644
4241
531
27 7
311
41 4
351
357
354
321
345
360
345
464
411
469
378
715
1317307
1071294
S55591.
c>6ü63 7
523838
420427
340949
273136
211160
160370
117150
82901
5873 í
35669
21736
10893
5341
1 0 644
6403
5S72
5595
5284
4870
4519
4162
3303
3487
3142
2732
2437
1973
1 562
1093
7 i5
DE
CORREGI ON
N (X )
46172
40264
32670
24823
18794
14729
12979
11277
9401
7747
5842
4723 .
3700
2478
1640
545
F Y LA T A S A
R
b (X + )
D<X + >
0.0431
0.0471
0.0489
0,0469
0.0447
0.0432
0.0475
0,0534
0.0586
'0.0661
0.0705
0.0804
0 « 1037
0.1140
0.1505
0.1020
0.0060
0.0069
0.0084
0.0100
0. 01 16
0.0133
0.0152
0.0180
0.0217
0.0268
0.0336
0.0415
0.0553
0.0719
0.1003
0.1339
R <X + )
0.0371
0.0402
0.0405
0.0369
0.0331
0.0299
0.0323
0.0354
0.0369
0.0393
0.0369
0. 0 3 8 9
0.0484
0.0421
0.0502
-.0319
A2
HONDURAS:METODO DE LA ESTRUCTURA DE LAS MUERTES.AJUSTE POR PROMEDIOS
HOMBRES 19 7 4
B
i
cr
.J
70
.7
4
y
~..J
Xí
X2
VI
60
üb
0.0101 8
001018
0.00934
0.00934
0.03340
0„03283
0.02615
0.02308
0.04591
0.04591
0.04564
0.04564
0.07811
0.07213
0.06276
0.05923
1.14032
1.15768
1.01837
0.93878
0.03428
0.03412
0.03613
0.03641
0. 01190
0. 01088
0.01088
0.01001
0.04180
0.03283
0.02833
0.02308
0.04738
0.04638
0.0463 8
0.04615
0.08222
007213
•■ 0 . 0 6 5 8 1
0.05923
i .16547
1.17330
1.11361
1.00074
. 0.03351
0.03361
0.03426
0.03613
0.01274
0.01274
0.01169
0.01169
0.04180
0.0357 9
0.02833
0.02504
0.04744
0.04744
0.04624
0.04624
0.08222
0.07587
0.06581
0.06216
1.19733
1.23407
1.17558
1.19173
0.03218
0.03171
0.03250
0.03232
1
-L.
10
í0
y.
10
í0
70
65
60
5b
15
15
15
15
70
ÒD
60
55
4
20
20
20
20
70
65
.60
5o
0.. 0 1 4 9 7
0. 01362
0 . 01362
0. 01252
0.04581
0.03579
0.03090
0.02504
0.04906
0.04715
0.04715
0.04559
0.08694
0.07587
0.06891
0.06216
1.22847
1„29565
1 258S5
1.32295
0.03067
0.02950
0.03001
0.02903
1
•-~.tr
70
65
'6 0
55
0.01597
0.0159 7
0.01453
0.0145 3
0.04581
0.03930
0.03090
0.02737
0.04949
0.04949
0.04721
0.04721
0.08694
0.08018
0.06891
0.06507
1.25524
1.31590
1.32527
1.39075
0.02944
0.02847
0.02795
0.0270 0
4
1
3
4.
1
-r
3
r~
4
263
•
ify" i if il luv
Js* 1
8X
18
25 C M
.JIM E N E Z - 7AN7.Í LTlíA
Hochu en Coata Rica
Â6
A7
GRUPOS
DESDAD
TOTAL
04
5 - 9
1 0 ..i 4
15-19
20-24
25-29
3 0-34
35-39
40-44
45-49
50-54’
55-59
60-64
65-69
70-74
7 5 —7 9
mas
HONDURAS: CALCULO DEL FACTOR
MUJERES - 1 9 7 4
N X -iPOBL.fiDEFUN­
DX +
C IO N ES
C î DM
1339641
239632
208893
180163
148973
:!. 1 9 9 7 7
37988
70455
' 66158
53017
44263
3 3 ’2 9 5
24743
22357
14433
11027
5771
6498
9189
3752
516
219
230
219
239
219
260
278
28?
291
289
41.2
401
462
363
752
1339641
1100009
891116
710953
561980
442003
354015
283560
2:17402
164385
120122
84829
60086
37729
23296
12269
6498
9189
5437
4921
4702
4472
4253
4014
3795
3535
3257
2970
2679
2390
1978
1577
1115
752
DE
C O R R E G I ON
F
Y
LA
TASA
R
N <X >
h ( X+ >
D ( X+ )
44853
38906
32914
26895
20797
15844
13661
11918
9728
7956
6004
4710
3679
2546
1680
613
0 .0 4 0 8
0» 0 4 3 7
0 .0 4 6 3
0 .0 4 7 9
0»0471
0 .0 4 4 8
0 .0 4 8 2
0 .0 5 4 8
0 .0 5 9 2
0 .0 6 6 2
0 .0 7 0 8
0 .0 7 8 4
0 .0 9 7 5
0 .1 0 9 3
0 .1 3 6 9
0 .0 9 4 4
0 .0 0 4 9
0 .0 0 5 5
O.0 0 6 6
0 .0 0 8 0
Ou 0 0 9 6
0 .0 1 1 3
0 .0 1 3 4
0 .0 1 6 3
0., 0 1 9 8
0 .0 2 4 7
0 .0 3 5 8
0 ,0 3 3 1
0 .0 3 9 7
0 .0 3 9 9
0 .0 3 7 4
0 .0 3 3 4
0 .0 3 4 8
0 .0 3 8 6
0 .0 3 9 4
.0 .0 4 1 5
0.0316
0.0392
0.0386
0 .0 3
0 .0 5
0 .0 6
0 .0 9
0 .1 1
98
24
77
09
57
R ( X+ )
0 .0 4 5 1
0 . 0 4 16
0 .0 4 6 0
-.0 2 1 3
AS
HONDURAS:: ME 7 CDD DE LA ESTRUCTURA DE LAS MUERTES. AJUSTE POR PROMEDIOS
M UJ ER ES "i 9 7 4
B
Li)V-5
a r>
3
4
O .00848
O. 0 0 8 4 3
0 . 00 737
O.. 0 0 7 6 7
O,.04507
O .07660
O .07115
O .06293
O .05984
1.12815
1 15074
1.07663
1.09515
O . 0 .3594
O .03575
O .0 3 6S 1
O. 0 3 6 6 7
O .08023
0.07115
O.065SS
O .059S4
1.11387
1.14565
1.12787
1.07493
0.03622
O .03590
O .0360?
O .03710
O 03604
O.04551
O , 03076
O . 0 45 51
O .04507
O .02426
0.02115
YI
iO
0.0101o
0 „ 03934
1O
1o
1o
O .00907
O. 0 0 9 0 7
O.0 0 8 2 1
O . 03076
O .02643
O .02115
0.04752
O .04630
O 04630
O .04592
0701086
u „ 0 108 6
O .00978
O .03934
O. 0 3 3 6 6
O .02643
O . 02309
O .04816
O .04816
O. 0 4 6 3 3
O .04683
O .08023
O .07442
O .06588
O .06275
1 . 1262S
1.15152
1.14426
1.19609
O .03592
0.03565
O .03563
O .03513
O »0 1 3 0 6
O 0 1171
O . O 1171
O «Oi 0 5 8
O .04324
O, 0 3 3 6 6
O .02897
O . 05031
O .04853
O. 0 4 8 5 3
O .08444
O.07442
O 02309
O . 04696
1.13101
1.17911
1.16502
1 .26116
0.03472
O .0348?
O .03362
O .01408
0 . 0 1 <108
O. O i 2 6 5
O .01265
O .04324
C., 0 3 7 1 3
O .02897
O .02537
O .05080
O .05080
O .04870
o,.j
60
O . U OV /8
69
5b
,33
'60
4
Y1
XI
O . 04870
O .06864
O .06275
O.08444
0.07823
O .06864
O .06539
1 . í 5332
1.19031
1.22169
O .03455
O .03403
O .03324
1.31213
O.03210
BDItí B1SQ3 ua oi(oa^
vuxiiZNVxvcyHawir
VM3 SC X Bl
|,ox,10 Al. CENTIMETRO
-¿'I 18X25 C M
.]|MKNf:Z^TAN7 tI.Tl-»A
100 1
H echo en C o s ta R ica
A/OAJXxJÊÒS
•
rz S T U Ü lO x e
Lh. ¿ O h Pò T I B I L I D Ú L
ÎC
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METODO DE PRESTON/83 . AJUSTE POR PROMEDIOS(WALD)
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HONDURAS:
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ESPERANZA DE V I D A
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Y/C FINAL
TECLAR 1 S I
NO 1ECLE
2:
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ANEXO B.
MOZAMBIQUE
- CUADROS Y GRAFICOS-
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3.9
M O Z A M B I Q U E . : CALCULO DEL FACTOR DE CORREGION
GRUPOS
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357029
2 4-2 5 2 2
163173
79533
29404
10545
10139
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1
1
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120420
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16299
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0„0020
0.0024
0.0 0 2 9
0.0032
0.0034
0.0 0 3 7
0.0042
0.0530
0.0 6 1 9
0.0050
0.0060
0.0711
0.0767
0.0073
0.0085
0.0799
0 „ 099?
0.0096
0.1 6 8 2
0.0125
0.0 2 0 7
0.2346
0.0 2 4 3
0.2788
7. 5 2 7 . 2 5 0 0 1 . 0 0 0 0
0.0400
0.0433
0,. 0 3 5 0
0 .. 0 3 1 5
0 .. 0 3 5 9
- 0.0 3 9 9
0.0488
0.0 5 6 9
0.0651
0.0694
0.0714
0.0902
0.1557
0.2 1 3 9
0.2 5 4 6
7,526.250
0
MOZAMBIQUEi METODO DE LA ESTRUCTURA DE LAS MUERTES.AJUSTE POR PROMEDIOS
HO MB RE S- i9 7 0
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60
55
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O„ 0 0 2 9 2
O. 0 0 2 9 2
O„ 0 0 2 7 7
O.. 0 0 3 1 6
O .00677
O.. 0 0 6 2 0
O .00524
0 „ 04231
O .04053
O .04053
O. 0 3 9 9 2
0.09295
O . 07375
10.02941
9.62636
0.01111
0 .0 1530
O .O6y5 2
3.53930
S. 631,09
O. 0 1 6 0 1
O. 0 6 1 2 5
O. O1556
3./Ò
GRUPOS
PQBLA
DE EDAD C l ON
0- 4
5- 9
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15-- .19
20- 2 4
25-2?
30-34
3 5 —3?
40-44
4 5 ..49
50-54
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6
4
65-69
70-74
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SOY mas
MOZAMBIQUE:CALCULO DEL FACTOR DE CORREOION
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D(X+)
R( X + )
DE
MUJERES..1 97 0
ClONES
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ó64363
409629
2 íj 0 i / U
344649
330850
336923
272541
223667
165037
13121.9
92025
• 93128
44835
19726
12936
1
28 i 6
304
156
i 92
265
301
301
265
258
7
236
211
263
203
260
329
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CELADE. San José de Costa Rica. Setiembre 1978o
VII CURSO REGIONAL INTENSIVO DE DEMOGRAFIA
TRABAJO FINAL DE INVESTIGACION
ANALISIS COMPARATIVO DE LA DINAMICA DE LA
PARTICIPACION EN LA ACTIVIDAD ECONOMICA
NICARAGUA
1971 - 1990
COSTA RICA
1973 - I99O
HONDURAS
197^ - I99O
BECARIOS
INTEGRANTES:
NIDIA FORMIGA
MARIA LOURDES FERNANDEZ
CONSUELO FLORES
SAYDA BARAHONA
ROBERTO ABURTO
FERNANDO DA COSTA
MANUEL ROCHA
SN
COSTA SICA - tfICARAOTA
-
HONDURAS
PART?! A
OBJETIVO:
a) Analizar las características de la partici-.
pación económica en los últimos años para los tres países.
b) Estudiar los posibles cambios que se produ­
cirían en la participación hacia el año 1990
si se verificaran los supuestos formulados respecto a la evolución de la mortalidad
y
participación.
c). Comparar algunos indicadores entre países y
con un mismo país a través de dos momentos.
TEMA:
«. 1 .- TABLA DÏÏ VIDA ACTIVA F.N DOS MOMENTOS
Nicaragua 1971 ~ 1990
Costa Rica1973 - 1990
Honduras
2 .-
197** - 1990
CAI,CULO DA LOS INDICADOR ES :
- Tasas brutas y refinadas
- Relaciones
31 presente trabajo lo dedicamos de manera especial
a todo el personal del C3LADS y en reconocimiento a
la buena conducción del cuerpo docente; quienes
en
todo momento han mostrado su buena disposición para
que hoy salgamos con un cúmulo de conocimientos
experiencias de esta ciencia:
” DEMOGRAFIA"* -;U9 es
de importancia en el désarroi .1o social y económico
de cada uno 1 ° rmpatno.s
y
1 • TABLA DE VIDA ACTIVA
(TVA)
INrSODIICGION
La tabla de vida activa es un modelo que sirve
para describir numericamente, a traves de sucesivas edades,
el proceso de entradas y salidas que experimenta la pobla­
ción Economicamente Activa.
/
La tabla de Vida Activa es una combinación de la Tabla de
Vida (Biológica) y de las condiciones de actividad preva­
lecientes en una población en una época dada.
DATOS BASICOS PARA. CONSTRUIR UNA TABLA DE VIDA ACTIVA (TVA)
1* Tasa de Actividad por Edad: Las tasas centrales de activi­
dad por edad
xAn observadas no siempre son del todo regu­
lar y asi presentan a veces algunas distorciones que es
importante suavizar por un método cualquiera de ajuste; de
allí resultan tasas corregidas que se simbolizan por n°x ,
luego se pasan de las tasas centrales corregidas n x a otras Tasas de Actividad a x estimada a la edad exacta x
2. Sobrevivientes a la Edad Sjwsta "x" (^x)
Información que se obtiene de una tabla de vida que repro­
duzca las condiciones de Mortalidad de la Población estu­
diada y referente al año del censo considerado.
3.Población Estacionaria.
Está formada por los sobrevivientes entre las edades exac­
tas x y x+n de la tabla de vida elegida "nLx".
FUNCIONES DE LA TABLA. D E VIDA
1 . Sobrevivientes ’’Activos"
i °
=
h
■ «<
(
oa
) se calcula por:
2. Población Estacionara Activa:
(r\L* ) es igual:
c "/j
Por lo que tenemos también la Población Estacionaria Inac­
tiva.
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I
-
L
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3. Cantidad total de años de vida activa a partir de la edad
exacta x.
T
^ Tx"j su cálculo está dado por:
M
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X — 21. n 1
- X
k* "Vida Potencialmente Activa".
w® édad límite
superior de PEA
La vida media potencialmen­
te activa se calcula a traves de:
su cálculo se hace de las
5• Esperanza de Vida Activa :
siguientes formas:
i)
<2°o x
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b)
m= Edad Máxima de entrada a la Actividad Económica, aproximadamente anda alrededor de 35 añosB
6 . Movimiento de la PEA: Salidas y entradas entre las edades
exactas x, x+n
a) Numero-Ingreso (Entradas): ocurren antes de la edad "m"
-a 4 *
4,* (a*** -
h û (û»*«
es positivo
b) Número-Salidas por Retiro: ocurren a partir de la edad
"m"
es negativo
c) Número-Salidas por Muerte: ocurren a cualquier edad
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x+»e
x y m
7) Tasa de Entrada entre las edades exactas x, x+n . La población
C
está constituida por los Inactivos nLx
8) Tasa de salida por retiro entre las edades exactas x, x+n. La
población está constituida por los activos.
a 1°x
9) Tasa de salida por "Muerte 11 entre las edades exactas x, x+n.
La población está constituida por los activos.
D) APLICACION DE LA TABLA DE VIDA ACTIVA
1* Entradas medias anua l e s ______
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2.
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Salidas medias anuales:___________
por Retiro
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Por Muerte
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D , - SUTUE3T0S: Para la construcción de una Tabla de Vida
Activa.
1. La Población participa o puede participar en la Activi­
dad Económica solamente cuando su edad está comprendida
entre
( b, c ) siendo:
b: la edad inicial de la edad activa
/
c: Edad final a la actividad económica.
2. las personas ingresan a la actividad Económica solo cuan­
do las edades están comprendidas en el intervalo ( b, m ).
En este intervalo de edad no se producen retiros de .la ac­
tividad y las únicas salidas ocurren por efecto de la Mor­
talidad.
K
3. Los retiros de la Actividad Económica por causas distintas
de la Muerte se producen en personas con edades comprendi­
das en un intervalo ( m, c ). En este intervalo no hay en­
tradas a la Actividad Económica.
4* La HPEA" está sometida a la misma Ley de Mortalidad que la
’•PEI"
o sea que no hay Mortalidad Diferencial por edad, -
según la condición de ACTIVA o INACTIVA.
II.-
CALCULOS DE ALGUNOS INDICADORES^
1 e- Tasa bruta de Actividad
2.- Tasa Bruta de Inactividad
TBA= PEA
NT
TBI=
3.- Tasa Refinada de Actividad =
PEI
NT
PEA
NT en edad Activa
7
*U- TASA REFINADA DE INACTIVIDAD»
5.- TASA DE OCUPACION =
6.- TASA DE DESOCUPACION»
PSI
NT é¡n edad Activa
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7.- RELACION DE DEPENDENCIA ECONOMICA» -^~e-n—
8.- RELACION NETA DE CARGA ECONOMICA»
^
dad n0 actlva + PiI
PEA
NT en edad no Act.+ PSI t Pob.Des.
Pob. Ocupada
9.- RELACION REFINADA DE DEPEND.ECONOMICA»
NT en edad no Act.+ PEI+Pob.De
PEA
III.- ALGU_N03 CONCEPTOS^
1.- PEA: Población Económicamente Activa: Son todas aquellas per­
sonas de uno u otro sexo que aportan su trabajo para producir
Bienes y Servicios Económicos durante el período de referen­
cia elegido para la investigación (Población Ocupada y deso­
cupada) .
2 o - PEI: Población Económicamente Inactiva: Son todas aquellas personas de ambos sexos en edades marginales del intervalo de
la población en edad activa respecto ala intervalo ( b, c ).
3.- NO: Población Ocupada: Las personas ocupadas son aquellas in­
cluidas los trabajadores familiares no remunerados que traba­
jaron durante el período de referencia adoptado para las ca­
racterísticas económicas o que tenian un empleo en el que ya
habian trabajado pero del que se hallaban temporalmente ausen­
tes a causa de (enfermedad, accidente, vacaciones,et c )
(pleno empleo- subempleo)
ND: PERSONAS DESOCUPADAS:
Son todas las que durante el perío'
do de refe r e n d a , no estaban trabajando pero buscaban trabajo
remunerado o lucrativo. Incluido aquellos que nunca habian
trabajado.
(Población Cesante, población que busca empleo por
primera vez).
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ANALISIS DE LA PEA DE NICARAGUA, HONDURAS Y COSTA RICA
El presente trabajo tiene el propósito de hacer un pequeño
análisis de la tendencia reciente de la PEA en Nicaragua,
Honduras y Costa Rica.
Se calcularon las tablas de vida activa (TVA) para cada uno
de los paises para tener una visión más completa de la si­
tuación actual. Luego se hicieron las proyecciones para los
años I99O con el fin de tenér una perspectiva de lo que se
puede esperar en los próximos años, según la tendencia ob­
servada y el comportamiento esperado en ese futuro próximo.
Para completar la visión se calcularon las TVA para el últi­
mo año de proyección y poder asi comparar la situación espe­
rada en cada uno de los paises.
El trabajo de vió dificultado por la diferencia de las fuen­
tes de información, que para los tres paises se refirió a da­
tos censales para los años 70 y encuestas para los 6o. Esto dificulta la comparación entre paises y para cada país en par­
ticular.
Tomando en cuenta las limitaciones señaladas anteriormente al
comparar los indicadores de los tres paises se puede observar
que en los tres hay un aumento en la tasa bruta de actividad,
siendo muy significativo en el caso de Nicaragua, que pasa de
una tasa bruta de actividad de casi 27% en 1971 a casi un 39%
en I98O; la misma situación se presenta en la tasa refinada de actividad, pero con valores mayores debido a que el numera­
dor es menor. En cuanto al nivel de ocupación en los períodos
considerados se puede ver un incremento en el caso de Costa Rica y una disminución en los niveles de Honduras y Nicaragua,
en este último con un descenso fuerte de casi 97% a un 88%.
Con respecto a la relación de dependencia se observa una dis­
minución en los tres tipos de cálculos realizados; encontrán­
dose las mayores relaciones estimadas en Nicaragua.
El aumento en la Tasa Bruta de Actividad y la Tasa Refinada de
Actividad y la disminución en la tasa de desocupación se podría
deber a un descenso en la fecundidad ( ver cuadro
F )•
PROYECCION DE LA POBLACION ECONOMICAMENTE
ACTIVA
/
Siendo la población Economicamente Activa parte de la población
de un país de gran importancia en la vida económica; se nizo la
proyección de ella para observar y comparer su comportamiento a
través de tres momentos en los paises de Costa Rica, Nicaragua
y Honduras.
Se aplicó para la proyección el Método del diferencial de creci­
miento Activo-Inactivo (DCAI*d) a una función logística.
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donde: A° y A*' son las tasas de actividad en los dos momentos censales.
U° y
las tasas de inactividad correspondientes en los dos
censos.
Los supuestos respecto a la evolución futura de la PEA (hasta el
año 1990) son los siguientes:
1.- Respecto al diferencial de crecimiento activo inactivo:
a) En el caso de Costa Rica se consideró constante e igual a
0.5 * DOAI73"8 0 .
b) Para Nicaragua y Honduras se tomó una estructura límite.
Honduras tomó como estructura limite Costa Rica I 98O
y
Nicaragua, la proyección de Costa Rica 1995* Aquí también
se consideraron constantes los DCAI.
2»- Que en el período de proyección el nivel de desarrollo econó­
mico y social se
elevará, lo cual supone
participación masculina y un
una disminución enla
incremento en la participación fe­
menina.
PROCEDIMIENTOS UTILIZADOS PARA:
Proyección de Nicaragua:
/
Se realizó primero una proyección utilizando la encuesta de Hoga­
res de propósitos múltiples realizada el
J>0 de Agosto de I980
y
el Censo del 20 de Abril de 1971; pero debido a incongruencias en­
tre las tasas del censo se decidió utilizar la estructura límite de
la proyección de Costa Rica al 30 de dunio ¿e 1995» A partir de es­
ta información se proyectó para los años 1985i 1990, 1995*
Se calculó el DCAI= d
por grupos de edades mediante la relación
(2) con el tiempo que hay entre la encuesta del 80, la estructura
límite del 95 ( t= 14*83288)
Finalmente se proyectó para I985, 1990 y 1995 mediante la aplica­
ción de la relación
t = 14 .83288. ( Ver
-
(1) con los tiempos t =4,83288
, t= 9.83288 y
cuadros A vj3 )
Proyección de Honduras:
Debido a que las tasas de participación de la encuesta de Hondu­
ras realizada al 1 de Octubre de I 983 presentaba grandes variacio­
nes en relación a las tasas del Censo realizado el 4 de Marzo de -
1974. Se decidió hacer la proyección partiendo de los datos de la
Encuesta de Honduras del 83
y
de la encuesta de Costa Rica del 30
de Julio de 1980, bajo el supuesto de que Honduras en el año 2000
tendrá la misma estructura de Costa Rica en el año I98O. El DCAI
se calculó con el tiempo comprendido entre el 1 de Octubre de I983
y el 30 de Junio del año 20000 (
t- 16.7452 ) utilizando la rela­
ción (2). Luego se procedió a proyectar la PEA mediante la relación
(1) para los años 85
(ver cuadro
C- ).
y 90
con los tiempos t= 1.7452 y t = 6.7452
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Hecho en Coste Rica
- PROYECCION DE COSTX RICA
Para el cálculo del diferencial se utilizó la información
disponible del Censo del 14 de Mayo de 1973 y la Encuesta Na­
cional de Hogares de Empleo y Desempleo realizada al 30 de Ju­
lio de 1980. Al estimar las tasas de actividad proyectadas
a
partir del censo del 73 y con el diferencial hallado con la re­
lación (2) el cual se tomó como constante para todo el período
de proyección, se obtuvieron tasas de participación muy'bajas
debido a que se registró un descenso fuerte en la participación
masculina entre el censo del 73 y la encuesta del 80.
Por esta razón se decidió tomar la mitad del diferencial obser­
vado, en forma constante para los dos periodos de proyección
1985 y 1990» lo que dió como resultado tasas más aceptables (ver
cuadros D j f
). Lo mismo pero en sentido contrario ocurrió con
la participación femenina.
Para el caso de Costa Rica se consideraron aceptables los re­
sultados obtenidos, que supone un descenso breve en la participa­
ción masculina, lo cual se justifica por una mayor incorporación
al sistema educativo, aumenta la participación en la educación a
nivel Universitario y mayor cobertura del sistema social. En el ~
caso de la participación femenina se considera que al alcanzar un
mayor nivel de desarrollo económico y social hay una mayor parti­
cipación de la mujer en la actividad económica por lo cual los re
sultados obtenidos son congruentes con el comportamiento esperado
( ver gráfico
-i )•
En lo que respeta a Nicaragua el comportamiento en la partici­
pación masculina se observa un aumento en las edades centrales y
una disminución en las edades marginales. Honduras presenta en la
participación masculina una evolución semejante a la de Costa Ri­
ca. En la participación femenina en Honduras y nicaragua se obser
va una disminución, una causa probable de esto es que la informa­
ción base correspondió a una encuesta y dehido a la forma en que
se realizan las preguntas generalmente se registra una mayor par­
ticipación femenina ( ver gráfico2a.<|A>)
ANALISIS PS LOS INDICADORES PS LAS TABLAS PS VIDA
Como era de esperar la vida " Potencialmente Activa'* en todos los
casos es inferior a la Esperanza de Vida Activa, ya que la prime­
ra se considera para toda la población, independientemente de
su
condición de Activo o Inactivo.En la variación de estos valores debemos considerar los efectos combinados debidos a Mortalidad
y
participación.
En las estimaciones obtenidas para la década de los 70, Costa Rica presenta los mayores valores; esto es debido a la mayor par­
ticipación ( ver gráfico 1 ) y al menor nivel de mortalidad respec­
to a los otros dos paises ( Honduras y Nicaragua). En una situación
intermedia se encuentra Honduras, y Nicaragua presenta los valores
más bajos.
Al comparar los gráficos
3» ^ y 5
se observa que la misma dispo­
sición corresponde a las situaciones de participación.
De las estimaciones resultantes de la proyección de 1990 podemos
ver que la situación cambia. Costa Rica presenta la menor vida media
activa potencial y en los tres paises se obeerva pequeñas diferencia
en la Esperanza de Vida actual. Esto resulta de la disminución en el
nivel de mortalidad, de la menor participación en Honduras, Costa Ri
ca y el aumento en la participación de las edades centrales en Nica­
ragua.
En lo que respecta a las entradas y salidas de la actividad refe­
rida a la población real y población proyectada, para los tres pai­
ses, se verifica que: hay diferencias en cuanto la edad en que la tasa de participación alcanza su valor máximo ( m ) que es de 35 si­
nos
para Nicaragua y de kO años para Costa Rica y Honduras.
Respecto a los ingresos se observa que en Costa Rica en 1973 casi
el 90Ü& de las entradas ocurren antes de los 20 años . Sin embargo,
para 1990 las entradas ocurren a edades más avanzadas, por el mayor
descenso en la participación en las edades iniciales, alcanzando un
88?á antes de los 25 años. Honduras presenta un comportamiento simi­
lar con porcentajes un poco más elevados.
En Nicaragua se presenta una situación similar en 1971 y 1990
donde aproximadamente un 93$> de las entradas ocurren antes de
los 25 años.
En relación a los retiros, la mayor parte ocurre a partir de
los 55 años y en referencia a la tasa de reemplazo que indi­
ca el porcentaje de aumento de la mano de obra disponible al
final de un período dado, con respecto a la existente al co­
mienzo del mismo; podemos ver gue en los tres paises se refle
ja un crecimiento alto con una pequeña disminución para 1990
en Costa Rica y Honduras, y un pequeño aumento en Nicaragua,
Esta situación también se refleja en la razón de reemplazo,
con valores muy altos y la mayor parte superiores a 4, tan­
to para los años 70 como para 1990. Esto significa que cada
salida o retiro o por muerte corresponde en promedio más de
cuatro entradas a la actividad. El valor más alto correspon­
de a Nicaragua en 1990, con un valor próximo a 5 (
5er cuadro
Consideramos en forma general que se ha logrado el obje­
tivo del trabajo en el sentido de aplicar algunas de las
metodologías aprendidas en el curso, y la experiencia pe
tener que enfrentar y tomar decisiones en varias etapas
durante el trabajo realizado.
Pensamos que el análisis y aplicación podría haber sido
más completo, pero tuvimos tres problemas que enfrentar:
1,- La inexperiencia
2.- SI tiempo
3»- La información disponible.
Consideramos que este último fue el más importante, por­
que los datos con que trabajamos no son muy confiables y
de fuentes distintas y por lo consiguiente con problemas
de comparación.
Por esta razón no se aplicó la tipificación en la compa­
ración de las tasas de actividad y tampoco se analizaron
los efectos demográficos y no demográficos sobre los cam­
bios en la PEA.
Esto no significa que estemos satisfechos con los resulta­
dos obtenidos. Por el contrario vemos la necesidad de recu
rrir a otras fuentes y obtener estimaciones alternativas con el propósito de obtener más elementos de juicios en la
determinación de los factores que han incidido en el proce
so y así llegar a conclusiones más confiables.
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Aspectos Demográficos de la Mano de Obra en América Latina
Editorial GELADE 1971
San José Costa Rica/
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