Bolivia Capítulo 10

¢.~a,í'rta~ x
MORTALIDAD MATERNA
10.1
Introducción
Si se compara con la mortalidad infantil, por ejemplo, la mortalidad materna es un fenómeno de
rara ocurrencia, aún en países con tasas altas como Bolivia. La ENDSA 89 incluyó un módulo especial con
el propósito de evaluar los niveles de mortalidad materna a partir de información de la sobrevivencia de
las hermanas de las mujeres entrevistadas, utilizando métodos directos e indirectos de estimación. La
estimación indirecta arrojó un nivel de 373 muertes por 100,000 nacidos vivos para un período centrado
en el año 1977, mientras que con el método directo se obtuvo una estimación de 332 para el período 1975-1988
(Sommerfelt, et al, 1991). Desafortunadamente, las estimaciones de la ENDSA 89 están basadas en un
número muy reducido de muertes (116 para el método indirecto y 80 para el directo).
Dadas estas limitaciones y la importancia del tema, la ENDSA 94 se disefló con el objeto de realizar
estimaciones mås sólidas de mortalidad materna y adulta a nivel regional y urbano-rural. Para todas las
personas entre 15 y 49 años (hombres y mujeres) en los 26,144 hogares visitados se formularon las siguientes
preguntas sobre todos y cada uno de sus hermanos y hermanas de parte de la misma madre:
• Nombre, sexo y condición de supervivencia
• Edad para los sobrevivientes; y edad al fallecimiento y cuánto hace que murió para aquéllos que
fallecieron
• Para las hermanas que fallecieron se recolectó información sobre paridez y estado civil
• Si estaba embarazada cuando murió, si murió durante un mal parto o aborto, o si murió durante
los dos meses'siguientes después de un parto o aborto
• Si el fallecimiento se debió a complicaciones de un embarazo o el parto
• Principal síntoma de la muerte
• Dónde muri6, que tipo de atención recibió al fallecer y en caso negativo, por qué no.
En total se completaron 50,215 cuestionarios de mortalidad materna en los cuales se consignó
información para 241,969 hermanos y hermanas. Entre las 84,289 hermanas que cumplieron los 15 años
se registraron 3,720 muertes. De éstas, 904 (el 24 por ciento), ocurrieron por causas asociadas con la
maternidad. El período postparto de 42 días recomendado por la Organización Mundial de la Salud para
clasificar las muertes maternas ha sido extendido a 2 meses para reducir las posibilidades de omisiones de
muertes ocurridas en el puerperio.
10.2
M~todos de Estimación
La mortalidad materna puede estimarse indirectamente a partir de la sobrevivencia de las hermanas
o directamente si se dispone de información adícíonal sobre edad de las hermanas sobrevivientes, edad a
la muerte y fecha de la defunción, al igual que paridez de las hermanas que murieron. A diferencia del método
indirecto, el método directo permite hacer estimaciones para varios periodos, incluyendo el quinquenio anterior
a la encuesta si el tamaño muestral lo permite, lo cual es el caso de la ENDSA 94. Por estas y otras razones,
se prefieren aquí las estimaciones realizadas con el método directo. ~
~Los procedimientos de estimaci6n de la mortalidad adulta y materna se detallan en A. M. Marckwardt. 1994.
lllustrative Analysis: Maternal Mortality in Peru. DHS Ulustrative Analysis Series, pr6xirno a publicarse. Véase
el Apéndice C para algunos índicadores de la calidad de la ínformación utilizada para las estimaciones.
121
Estimación Indirecta
El método de sobrevivencia de hermanas utiliza la proporción de hermanas que han muerto durante
un embarazo, parto, o puerperio de 2 meses, para estimar los niveles de mortalidad. La estimación se hace
a partir de preguntas relativamente sencillas: el número de hermanas que cumplieron 15 a~os, cuántas viven
todavía, cuántas murieron por causas asociadas con la maternidad y si murieron durante el embarazo, parto
o puerperio. En el Cuadro 10.1 se detallan los cálculos mediante el método indirecto. Las estima.ciones se
basan en el total de 904 muertes asociadas con causas maternas.
Los riesgos de mortalidad materna de la última columna del Cuadro 10.1 no son tasas anuales sino
tasas para toda la vida de las respectivas cohortes. El riesgo promedio depor vida de mortalidad materna
se estimó en 22 muertes por cada 1,000 mujeres, lo cual se traduce en un riesgo de morir de 1 en 45 por
causas maternas. Con esta informaciún y la tasa global de fecundidad para el periodo al cual corresponde
la estimación de mortalidad con el método indirecto (12 años antes de la encuesta) se puede calcular un
indicador más apropiado de mortalidad materna si se expresa el riesgo en términos de nacidos vivos. Este
indicador es la razón de mortalidad materna. La estimación resultante es un nivel de mortalidad materna
de 371 muertes por 100,000 nacidos vivos para el año 1981-1982 aproximadamente.2 La penúltima columna
del Cuadro 10.1 muestra el porcentaje de todas las muertes informadas que se debieron a causas maternas.
Cuadro 10.1 Estimaciones de mortalidad materna con el m~todo indirecto
Porcentaje de mujeres que murieron de causas asociadas con la maternidad y riesgos de mortalidad materna por edad de las
mujeres, Bolivia 1994
Hermauas que
cumplieron 15 años
Edad actual
Personas
entrevistadas
Informadas
Ajustadas ]
15-19
20-24
25-29
30-34
35-39
4044
45-49
10,905
9.006
7,601
6,954
6,253
5,152
4,345
12,336
14,266
14,312
13,949
12,360
9,548
7,519
20,g34
17,205
14,523
13,949
12,360
9,548
7,519
Total
50,215
04,289
95,937
Factor
Hermanas
para
que
Muertes
ajustar
Unidades murieron
por
duraciún
de
después de
causas
de riesgo2 riesgos los 15 afios maternas'
0,107
0,206
0.343
0,503
0,664
0,802
0.900
Porcentaje
Riesgo
de
de por vida
muertes
de morpor causas
talidad
maternas
materna ~
2,229
3,544
4,981
7,016
8,207
7,657
6,767
227
334
440
593
716
693
717
38
76
96
147
211
169
166
17.0
22.8
21,8
24.8
29.5
24.4
23.2
0.01724
0.02150
0.01925
0.02095
0.02576
0.02205
0.02457
40,402
3,720
904
24.3
0.02237
Nota: Los cålculos originales se han hecho con varías cifras decimales por lo cual pueden existir ligeras discrepancias si se trata
de replicar las estimaciones con las cifras redondeadas aqui presentadas
tLos informantes en los grupos 15-29 a~os tienen hermanas menores de 15 a~os que algún dia llegarån a esa edad. Para ajustar
por este hecho se utiliza el factor 1.9105, calculado de las dos primeras columnas para los grupos 30-49 a~os.
2Estos factores de ajuste son esffmdar y reflejan, para cada grupo, la proporción de vida reproductiva que las mujeres de cada grupo
han estado expuestas al riesgo de mortalidad materna.
3Los factores de ajuste de la columna anterior permiten convertir el número de hermanas que cumplieron 15 afios en unidades de
riesgo
(Para 387 de funcionas (del total de 3,720), no se tiene informaci6n sobre la causa de la muerte. Para cada grupo de edad se estimó
una propomiún atribuible a causas materaas lo cual resultó en 83 muertes adicionales. Para estas muertes no se conoce, por supuesto,
el momento de ocurrencia de la defunciún (embarazo, parto o poerperio)
sRiesgo de muerte calculado como muertes m a r e t a s divididas por unidades de riesgo
2Razón de mortalidad materna = 100,000"[1 - (1 - R V M M ) I / v ~ F ] , d o n d e R V M M es el r i e s g o de p o r v i d a de
m o r t a l i d a d m a t e r n a p o r m u j e r , en este caso 0 . 0 2 2 3 7 y T G F (la tasa global de fecundidad) se estiro6 e n 6 . 0 9 5 hijos
p a r a el p e r í o d o 10-14 años antes de la encuesta e n el C u a d r o 3.4.
122
Casi la cuarta parte del total de muertes de hermanas fueron por causas maternas, con pocas variaciones
por edad. Este nivel es relativamente alto y es similar al encontrado en la ENDSA 89. Al igual que en 1989,
no se aprecia un patrón consistente en el porcentaje de muertes por edad o en los riesgos específicos de
mortalidad materna.
Estimación Directa
Con informaci6n adicional sobre edad de las hermanas sobrevivientes, edad a la muerte, y fecha
de la defunción, se pueden estimar los niveles de mortalidad materna para varios períodos. Los cálculos
detallados se presentan en el Cuadro 10.2 para dos períodos quinquenales que precedieron la ENDSA 94
y para el total de 10 años antes de la encuesta, aproximadamente el período 1984-1994. En la columna 4
del Cuadro 10.2 se presentan las tasas de mortalidad materna específicas por edad, expresadas por cada
100,000 mujeres. A diferencia del método indirecto, las estimaciones del método directo son tasas anuales
a partir de las cuales se puede calcular la tasa de mortalidad materna para las mujeres 15-49 años, para lo
cual es aconsejable estandarizar las tasas específicas utilizando la distribución por edad de los informantes.
Parecería que entre los dos períodos quinquenales hubo una disminución desde un nivel de 72 muertes maternas
por 100,000 mujeres en edad fértil en el periodo 1984-1989 a 60 en el período 1989-1994.
Para expresar el nivel de mortalidad materna estimado por el método directo en términos de nacidos
vivos, basta dividir la tasa de mortalidad materna por 100,000 mujeres por la tasa ~eneral de fecundidad
(por 1,000 mujeres) y multiplicar luego por 1,000, obteniendo así la razón de mortalidad materna. La tasa
general de fecundidad (estandarizada por edad) disminuyó de 172 nacimientos por mil mujeres en el período
1984-1989 a 154 en el período 1989-1994. El resultado final es una disminución en la mortalidad materna,
medida por la razón de mortalidad, de 416 a 390 muertes por 100,000 nacidos vivos entre los dos periodos,
niveles muy superiores al proveniente de la estimación indirecta para el período 1981-1982 calculada a partir
de la información en el Cuadro 10.1 (371 muertes por 100,000 nacidos vivos).
10.3
Mortalidad Materna por Residencia
A diferencia de la ENDSA 89, el tamaño de la encuesta de mortalidad materna en la ENDSA 94
permite hacer estimaciones para cada una de las tres regiones y las áreas urbanas y rurales del país. En el
Cuadro 10.3 se presentan las tasas de mortalidad materna y de fecundidad que se utilizaron para calcular
las razones de mortalidad materna, siguiendo los procedimientos detallados del Cuadro 10.2. En el Cuadro
10.2 se presentaron estimaciones tanto para el período 1984-1994 como para los quinquenios 1984-1989
y 1989-1994 por tratarse de las estimaciones a nivel nacional. Pero se considera que la forma más adecuada
de analizar los diferenciales de mortalidad por lugar de residencia es mediante el cálculo, con el método
directo, de las tasas para el decenio inmediatamente anterior a la ENDSA 94.
La información recolectada en la ENDSA 94 para las estimaciones de mortalidad materna se refiere
a la residencia del informante, no necesariamente a la del fallecimiento. Un 4 por ciento de las defunciones
informadas en el Altiplano ocurrieron en otros departamentos o en el exterior en comparación con 16 por
ciento en el Valle y 23 por ciento en el Llano. Las estimaciones para éstas dos regiones deben interpretarse
con cautela debido a restricciones en el tamaño de la muestra.
Las cuatro primeras columnas del Cuadro 10.3 incluyen todos los componentes requeridos para
dicha estimación. Con fines ilustrativos más que comparativos se han incluido también los paråmetros que
se requieren para el cálculo con el método indirecto. La comparación de los dos métodos y una evaluación
mås exhaustiva de la información, incluyendo la estimación a nivel departamental, es materia de otro informe.
123
Cuadro 10.2 Estimacionesde mortalidad materna con el m6todo directo
Tasas de mortalidad materna por edad y raz6n de mortalidad materna para tres periodos que precedieron la
encuesta, Bolivia 1994
Edad
Tasa
Distri- Fecundidad Raz6n
de
buci6n
para el
de
Afios mortalidad a c t u a l pe riodo mortalidad
Muertes de expo- por 100,000 por
por 1,000 por 100,000
maternas
siei6n
mujeres
edad
mujerest nacimientos
PERíODO 1989-1994
15-19
20-24
25-29
30-34
35-39
40-44
45-49
15-49
Indlcadores estandarizados
16
47
36
48
54
20
5
69,911
74,203
68,947
58,874
46,711
28,734
17,082
22,6
63,1
52,2
82,1
115,2
71,6
27,7
21.7
17.6
15.2
14.1
12.8
10.1
8.4
96
237
235
198
147
69
18
235
266
222
414
784
1,037
1,536
226
364,462
62,0
59,9
100.0
168
154
390
PERíODO 1984-1989
15-19
20-24
25-29
30-34
35-39
40-44
45-49
15-49
Indleadores estandarizados
33
38
44
38
29
18
6
75,019
69,720
59,607
47,358
29,350
17,476
7,316
44,7
55,2
73,1
79,6
97,4
104,2
82,8
21.7
17.6
15.2
14.1
12.8
10.1
8.4
110
248
265
219
168
102
18
406
223
276
363
580
1,021
4,597
206
305,846
67,4
71,7
100.0
191
172
416
PERíODO 1984-1994
15-19
20-24
25-29
30-34
35-39
40-44
45-49
15-49
Indlcadores estandarizados
49
85
80
86
82
39
11
144,930
143,922
128,555
106,232
76,060
46,210
24,398
34,0
59,3
6t,9
80,9
108,4
83,9
44,2
21.7
17.6
15.2
14.1
12.8
10.1
8.4
103
243
250
208
157
79
18
330
244
247
389
690
1,062
2,454
432
670,308
64,5
64,8
100.0
179
162
399
~Las tasas provienen del Cuadro 3.4
En el Cuadro 10.2 se presentaron estimaciones tanto para el período 1984-1994 como para los
quinquenios 1984-1989 y 1989-1994. Se considera que la forma más adecuada de analizar los díferenciales
de mortalidad por residencia es mediante el cálculo, con el método directo, de las tasas para el decenio
inmediatamente anterior a la ENDSA 94. Las cuatro primeras columnas del Cuadro 10.3 incluyen todos
los componentes requeridos para dicha estimación. Con fines ilustrativos más que comparativos se han incluido
tambi6n los parámetros que se requieren para el cálculo con el método indirecto. La comparación de los
dos métodos y una evaluación más exhaustiva de la información, incluyendo la estimación a nivel
departamental, es materia de otro informe.
Para el método directo en el Cuadro 10.3, la tasa de mortalidad se expresa en muertes matemas
anuales por 100,000 mujeres y la fecundidad como la tasa general de fecundidad (número de nacimientos
anuales por 1,000 mujeres en edad fértil). La razón de mortalidad materna se calcula como el cociente entre
las dos tasas multiplicado por 1,000.
124
(como resultado de mayores niveles de fecundidad en el área rural), el nivel de la mortalidad en el área
rural es muy elevado, 563 muertes maternas por 100,000 nacidos vivos en comparación con 262 en el área
rural. La mortalidad en el Altiplano es aún mayor, 591 muertes maternas por 100,000 nacidos vivos, 2 veces
el nivel estimado para el Valle y 3.6 veces la estimación para el Llano. La descomposición por lugar de
residencia para el Altiplano resulta en un nivel de mortalidad materna mucho más alarmante para las mujeres
en el área rural: 929 muertes por 100,000 nacimientos.
Cuadro 10.3 Estimaciones de mortalidad materna por área ¥ región
Tasas de mortalidad materna por edad y raz6n de mortalidad materna según dos métodos de estimaci6n por
área y región de residencia, Bolivia 1994
Pe~odo 1981-1982
(M6todoindirecro)
Decenio 1984-1994
(M&odo directo)
Área y
región
Área
Urbana
Rural
Tasa de
monalidad
anual
Tasa
general
de fecundidad
Raz6n de
monalidad
Defunciones
en el
decenio
Tasa de
mortalidad de
por vida
Tasa
global
de feeundidad
Raz6n de
morralidad
Total
de defunciones~
35,4
114,9
135
204
262
563
161
271
15.61
33.31
5.05
7.38
311
458
390
514
307
110
197
74
51
432
28.83
19.75
44.81
18.20
12.73
22.37
5.91
4.99
6.97
6.50
5.80
6.10
494
399
656
281
218
371
605
264
341
176
123
904
Región
Alfiplano
91,4
155
591
Urbano
45,7
132
346
Rural
175,3
189
929
V~le
48,6
170
286
Llano
28,0
169
166
Total
64,8
162
399
~Defunniones tot,ales entre las hermanas de los informantes
10.4
Evolución Reciente
Mortalidad Materna
de
la
A pesar de las limitaciones en la
información debido a los tamaños muestrales, en el Cuadro 10.4 se presentan las
estimaciones por quinquenios con el objeto de explorar cambios recientes en la
mortalidad materna. Las conclusiones deben considerarse apenas ilustrativas de
cambios que pueden estar ocurriendo en
las regiones y su confirmación requerirá
estudios adicionales. Los resultados se
resumen en el Gráfico 10.1.
Hay indicaciones de que la
mortalidad materna, medida en muertes
anuales por 100,000 mujeres, ha disminuido en los dos quinquenios estudiados, en forma importante en el Llano
y en las áreas rurales. En consecuencia,
en la actualidad, por cada muerte materna
al año en el Llano ocurren cinco en el
Altiplano y casi 3 en el Valle, diferenciales estos mayores que los observados en
el período anterior. A pesar de la
Gráfico 10.1
Evolución de la Mortalidad Materna
por Lugar y Región de Residencia
0
'¿0 40 60 80 1~ 120
I0~ 200 300 400 500 600 700
1984-1989
~
0
,
20 40 60 80 100 120
Modalidad por
100,000
muJ=reæ
125
Mortalidad por
100,0OO
naolmlontol
1989-1994
aparente disminución reciente de la mortalidad en el área rural, el nivel es todavía muy elevado, 524 muertes
materuas por cada 100,000 nacimientos. El nivel de mortalidad materna en el Altiplano es aún más elevado,
alrededor de 600 muertes por cada 100,000 nacimientos para el período 1989-1994. El resultado combinado
de la disminución de la mortalidad y la fecundidad en el Altiplano es el de mantener a niveles relativamente
constantes el número de muertes matemas en términos del número de nacimientos. En contraste, el efecto
combinado en el Llano ha sido el de una reducción a la mitad del número de defunciones maternas por cada
100,000 nacimientos, de 227 a 110.
Cuadro 10.4 Evoluciún reciente de la mortalidad materna por residencia
Tasas de mortalidad materna por edad y razún de mortalidad materna según el método directo para varios períodos
por residencia, Bolivia 1994
Quinquenio 1989-1994
Tasa
general
de fecundídad
Qumquenio 1984-1989
Residencia
Tasa de
morraIídad
anual
Área
Urbana
Rural
35,1
102,8
128
196
274
524
88
138
36,1
132,1
144
215
252
615
73
133
87,4
49,0
159,5
[47,4]
[18,0]
145
124
180
162
164
602
397
887
[293]
[110]
167
65
102
41
18
96,6
42,5
194,5
[54,9]
[39,61
166
142
200
182
174
582
299
973
[303]
[227]
140
45
95
33
33
71,7
172
390
226
59,9
154
416
206
Razún de
mortalidad
Número
de defunciones
Tasa de
monalidad
anual
Tasa
general
de fecundidad
Razún de
monalídad
Número
de defunciones
Región
Altiplano
Urbana
Rural
Valle
Llano
Total
Nota: Las esdmacionas en corchetes eståo basadas en menos de 100,000 años-mujer de exposiciún
En el Cuadro 10.5 se clasifican las muertes maternas de los diez afios anteriores a la ENDSA 94
según el momento de ocurrencia de la muerte. El 62 por ciento de las defunciones ocurrieron durante el
embarazo y el 23 por ciento durante el parto. La menor proporción de muertes durante el embarazo se presenta
en el Valle (49 por ciento) y la menor proporción durante el puerperio en el Altiplano (12 por ciento).
Cuadro 10.5 Tipo de mortalidad materna por residencia
Distribución porcentual de las muertes maternas para el período 1984-1994 por
momento de ocurrencia, según iirea y regi6n de residencia, Bolivia 1994
Momento de ocurrencia
Residencia
Área
Urbana
Rural
Embarazo
Parto
PuerporiC
Total
Muertes
por causas
maternas
58.6
63.5
26.8
20.4
14.6
16.1
100.0
100.0
143
249
64.9
48.7
58.6
23.1
23.3
16.7
12.0
28.0
24.7
100.0
100.0
100.0
285
66
27
61.7
22.8
15.5
100.0
392
Región
Altiplano
Valle
Llano
Total
Nota: Se excluyen las defunciones que fueron atribuidas a causas asociadas con
la maternidad (40 muertes del total de 432 del Cuadro 10.4) para las cuales no
se conoce el momento de ocurrencia
qncluye las defunciones ocurridas durante los 2 meses después del parto
126