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VI Congreso ALAP Dinámica de población y desarrollo sostenible con equidad
CARACTERIZACION DE LA MORTALIDAD MATERNA EN COLOMBIA Y SU ESTIMACION INDIRECTA B. Piedad Urdinola; Ronald F. Herrera
Etapa 3
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CARACTERIZACION DE LAMORTALIDAD MATERNA EN COLOMBIA Y SU ESTIMACION INDIRECTA B. Piedad Urdinola1 Ronald F. Herrera2 Resumen La Razón de Mortalidad Materna (RMM) se define como el número de defunciones maternas entre nacidos vivos reportados en el mismo período y área de interés. Este indicador es uno de los más importantes en términos demográficos y socioeconómicos en un país, pues no sólo captura las condiciones de mortalidad de las mujeres en edad reproductiva, sino que similar a lo que sucede con la mortalidad infantil, también se relaciona con otros indicadores de desarrollo económico. La RMM usualmente sufre de problemas de sub-registro en la mayoría de países en vía de desarrollo. Tanto el numerador, defunciones por causas maternas, como el denominador, nacimientos, desde su fuente: el sistema de estadísticas vitales y Colombia no es la excepción como ha sido reportado por diferentes demógrafos y expertos en el tema (ver revisión de literatura en Urdinola, 2011; Miller & Urdinola, 2010). Este documento presenta los resultados directos y una estimación indirecta de la RMM a partir de los datos del Censo Nacional de Población-Colombia 2005, como una alterantiva de corrección al sub-registro. La estimación es confiable a nivel nacional, desafortunadamente este método indirecto no es confiables a niveles sub-nacionales, ni extrapolables a años alejados al censal. Así que adicional a dicha estimación, presentamos la caracterización de los datos agregados e individuales que nos pueden dar una idea sobre este fenómeno en Colombia, tanto en materia de problemas de medición como dar luces sobre los aspectos más importantes en este fenómeno. 1. Introducción La mortalidad materna se define en Colombia como el número de mujeres muertas entre 10 y 49 años mientras están en embarazo o dentro de los 42 días siguientes a la terminación del embarazo, independientemente de la duración y el sitio del embarazo, debida a cualquier causa relacionada con o agravada por el embarazo mismo o su atención, pero no por causas accidentales o incidentales. El principal indicador que mide la mortalidad materna divide las defunciones maternas frente al número de nacidos vivos reportados en el mismo período y área de interés (denominador) y se conoce como Razón de Mortalidad Materna (RMM). Este indicador es uno de los más importantes en términos demográficos y socioeconómicos en un país, pues no sólo captura las condiciones de mortalidad de las mujeres en edad reproductiva, sino que similar a lo que sucede con la mortalidad infantil, también se relaciona con otros indicadores de desarrollo económico como, acceso a un sistema de salud de calidad, acceso a niveles críticos de nutrición y de servicios públicos 1
Profesora Asociada. Departamento de Estadística. Universidad Nacional de Colombia-Bogotá,
[email protected] 2 Estudiante Doctoral en Epidemiología. Ludwig-Maximilians-Universität München
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claves en la salud, como alcantarillado, agua y sistema sanitario. Tan es así, que este indicador es uno de los objetivos de desarrollo del milenio de las Naciones Unidas (OMS2005). Sin embargo, la medición de esta simple medida (RMM) sufre de graves problemas de subregistro en la mayoría de países en vía de desarrollo. Tanto el numerador, defunciones por causas maternas, como el denominador, nacimientos, están sub-registrados en el sistema de estadísticas vitales en dichos países, y Colombia no es la excepción como ha sido reportado por diferentes demógrafos y expertos en el tema (ver revisión de literatura en Urdinola, 2011; Miller & Urdinola, 2010). Esta falta de certeza en las estimaciones de la RMM motiva este documento, que presenta los resultados directos y una estimación indirecta de la RMM a partir de los datos del Censo Nacional de Población-Colombia 2005. La estimación es confiable a nivel nacional y se presenta como una alternativa a este problema de medición, ya que provee una mejor aproximación para la medición de una estadística tan importante en el campo demográfico, social y económico del país. Desafortunadamente estos métodos de estimación indirecta no son completamente confiables a niveles sub-nacionales, ni extrapolables a años alejados al censal. Así que adicional a dicha estimación, presentamos la caracterización de los datos agregados e individuales que nos pueden dar una idea sobre este fenómeno en Colombia, tanto en materia de problemas de medición como dar luces sobre los aspectos más importantes en este fenómeno. Como es obvio, la caracterización corresponde únicamente a las defunciones reportadas en el sistema de estadísticas vitales, dejando por fuera exactamente esos casos que no hacen parte de las estadísticas: los ocurridos en regiones alejadas, regiones de mayor pobreza, en varias zonas rurales y donde no hay servicios médicos formales, por lo que siempre deben ser leídos con precaución. Luego de esta introducción, la siguiente sección presenta la evolución en el tiempo de la RMM para el total nacional, nacional por zona (cabecera y resto) y por departamento colapsando los nuevos departamentos en uno sólo, por departamento y zona, lo que permite evidenciar problemas de medición en la RMM, que motiva la estimación indirecta de la RMM allí presentada. Las secciones tercera y cuarta presentan el análisis descriptivo que caracteriza la población que falleció y fue reportada al sistema de estadísticas vitales por causas relacionadas a la mortalidad materna. No es un análisis de tipo causal, sino que presenta asociaciones entre las variables que mejor describen dicha población. Este análisis se hará siguiendo metodologías de variación bajo un modelo Poisson y un análisis multivariado que permiten observar en un solo plano las asociaciones entre más de una variable de interés y el evento de interés, que en este caso será la RMM. Finalmente, se presentan las conclusiones y recomendaciones extraídas del análisis presentado. 2. Evolución Temporal de la Mortalidad Materna en Colombia y Estimación Indirecta La Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE) en su décima revisión define una muerte materna como “la muerte de una mujer durante el embarazo o dentro de los 42 días 3
siguientes a la terminación del embarazo, indistintamente de la duración y el lugar del mismo, de una causa relacionada a o agravada por el embarazo o su manejo, pero no de causas accidentales” (WHO, 1993). La entidad oficial Colombiana que recoge la información necesaria para su medición es el DANE (Departamento Administrativo Nacional de Estadísticas) quien recolecta a través del sistema de Estadísticas Vitales tanto los registros de defunción desde 1950, como los de nacimiento desde 1998. Basados en estos datos, las entidades oficiales preocupadas por la medición de la razón de mortalidad materna (RMM), como el Ministerio de Protección Social (MPS) e INS (Instituto Nacional de Salud) la definen como el número de mujeres muertas entre 10 y 54 años mientras está en embarazo o dentro de los 42 días siguientes a la terminación del embarazo, independientemente de la duración y el sitio del embarazo, debida a cualquier causa relacionada con o agravada por el embarazo mismo o su atención, pero no por causas accidentales o incidentales (numerador) frente al número de nacidos vivos reportados en el mismo período y área de interés (denominador). Esta sección presenta la evolución nacional de esta RMM definida como lo hacen las entidades oficiales en Colombia, para permitir la comparabilidad con las estadísticas oficiales, a partir de los registros anuales de defunciones del DANE desde 1998 a 2007 y los registros de nacimientos del DANE para los mismos años. Igualmente presenta la estimación indirecta de la RMM a partir de los datos del Censo Nacional de Población de Colombia-2005 que incluye las preguntas que permiten estimar el sub-registro en esta medida. Como ya se mencionó, este indicador tiene problemas de sub-registro tanto en su numerador como en su denominador. Si bien el DANE, desde 1998, viene haciendo importantes esfuerzos por mejorar las estadísticas vitales (tanto nacimientos como defunciones), se ha documentado que todavía existen niveles de sub-registros no despreciables en ambas cifras (Ruíz, 2005; Miller & Urdinola, 2010). En efecto, al analizar los datos de los registros de defunciones a niveles sub-departamentales, como el número de defunciones y nacimientos municipales, las series son erráticas a través de los años y en particular en todas las áreas rurales (categoría “resto" siguiendo la clasificación del DANE), lo que hace ilusorio el análisis de las cifras a nivel municipal por región. Estos problemas de medición llevan a cifras departamentales e incluso nacionales que deben leerse con cautela. De un lado, hay años en los que la información del numerador puede ser mejor que la del denominador, que al siguiente puede reversarse. De otro lado, la información de estadísticas vitales está mejor capturada en zonas urbanas que rurales, pero a través de los municipios del país esta información también puede variar su calidad en el espacio y tiempo, bien sea por el numerador o el denominador. Es decir, en algunos casos lo que puede verse como una mejora en la mortalidad materna puede no deberse a una reducción en la mortalidad de estas mujeres, sino en una reducción del sub-registro de nacimientos (un mayor denominador). Para poder limpiar este efecto, es necesario un estudio técnico y detallado de la calidad tanto de numerador y denominador por zonas, departamentos e incluso municipios, sin embargo un estudio de esa magnitud está por fuera del alcance del presente trabajo, que mejor se centra en la estimación indirecta de la RMM para el total nacional. 4
La Figura 1 muestra la evolución en el tiempo de la RMM total nacional, urbana (cabecera) y rural (resto) por ocurrencia y residencia entre 1998 y 2007. Las RMM nacionales oscilan entre 70,56 por cien mil nacidos en 2005 y 103,21 por cien mil nacidos en 2000, que presenta un aumento moderado al comienzo del período, que es típicamente aducido a un problema de medición de los eventos, mientras el sistema de vitales del DANE se ajustaba a sus nuevas formas de medición (Miller & Urdinola, 2010). A partir del año 2000 la tendencia es decreciente, aunque cae lentamente en el país y se estanca para los últimos años en valores cercanos a 71,5 por cien mil. A medida que se estiman las cifras menor nivel de desagregación geográfica se observan diferencias importantes entre las RMM por ocurrencia y residencia. En efecto en el panel (b) de la Figura 1 muestra las RMM a nivel urbano, donde habita el 70% de la población colombiana, que mantienen prácticamente la misma tendencia de las tasas nacionales. Sin embargo, por residencia los valores son menores, el pico de la tasa se ubica en 2001 en lugar de 2000 y la cada en el año 2002 es mucho más pronunciada que en las otras series y se mantiene en estos valores mucho más bajos que se acercan a una RMM de 60 por cien mil. Esto se debe a que en el total nacional y en zonas urbanas hay un mayor numerador registrado de defunciones por lugar de ocurrencia, mientras que lo contrario sucede en las zonas rurales. Lo que puede deberse a la naturaleza misma del evento mismo que estamos midiendo. Es decir, las mujeres que tienen complicaciones durante el embarazo y/o que saben que pueden tener problemas graves durante el parto o el período del puerperio buscan o son remitidas a los servicios de salud de mejor calidad disponible. Entonces, si viven en pequeñas zonas metropolitanas aledañas a una ciudad grande y en general en zonas rurales, prefieren tener el parto en la ciudad más grande o son remitidas a la misma durante el trabajo mismo de parto, si hubo una complicación, de manera que son atendidas en centros de salud de mayor complejidad. De otro lado las RMM rurales, zonas que contienen la minoría de la población colombiana (30 %), muestran como a medida que los números se hacen más pequeños, más erráticas son las RMM, como lo muestra el panel (c) de la Figura 1. El patrón observado para el total nacional y urbano se pierde y las razones suben y bajan alternándose año a año, tanto por zona de residencia como de ocurrencia. Similar a lo que sucede en el urbano, las RMM por lugar de ocurrencia son mayores que las de residencia, pero en este caso la diferencia es notoria, pues las razones prácticamente se doblan, y es explicado por el patrón tan marcado de mayor número de defunciones en sitios de ocurrencia frente a las de residencia. Figura 1. Razón de Mortalidad Materna en Colombia, 1998-2007. Total, por Zona (Cabecera y Resto) y lugar de Ocurrencia o Residencia.
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Fuente: Cálculos propios a partir de los Registros Vitales del DANE Asimismo, la tendencia en los cuatro primeros años y en el último coincide, con un preocupante crecimiento en la RMM en el último año, que en el caso de las RMM por lugar de ocurrencia alcanza al máximo de la serie (365.7 por mil). Estos valores de RMM mayores en zonas rurales que en las urbanas reflejan las peores condiciones socioeconómicas y de salud de las zonas rurales, incluyendo las dificultades de tener un buen registro de los eventos vitales. Desafortunadamente la variabilidad en la RMM año a año no permite cuantificar si las condiciones mejoran o empeoran. 2.1. Estimación Indirecta de la RMM
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Una forma de intentar reducir estos errores de sub-registro es la propuesta de hacer estimaciones de la RMM de manera indirecta utilizando los censos de población y los registros de defunciones. Para este fin, se ha seleccionado el método de Brass (1975, UN 1983) o razón P/F para examinar la cobertura en los nacimientos. Mientras que la corrección a la mortalidad sigue el método de Generaciones Sintéticas Extintas Ajustadas (Hill et al. 2009)3. Por las limitaciones que presentan estos métodos se ha preferido hacer la corrección únicamente a nivel nacional, pues para niveles sub-nacionales el efecto de la migración (interna) puede afectar considerablemente los factores de ajuste resultantes de la corrección tanto a la natalidad como a la mortalidad. El método de evaluación de cobertura de los nacimientos, P/F, se basa en la información del Censo que incluye la historia de fecundidad de las mujeres (número de hijos nacidos vivos) por edad, la fecundidad reciente o el número de hijos nacidos en el último año por edad de las mujeres y la distribución por edad de las mismas. Este método básicamente contrasta la consistencia entre la fecundidad histórica o acumulada (total hijos nacidos vivos) y la reportada en el último año, previo al censo, para cada grupo de edad de las mujeres. Los resultados de la cobertura en los nacimientos se presentan en la Tabla 1. El incremento monotónico tanto la columna de paridad promedio (Pi) como la razón P/F muestran el efecto de la caída en la fecundidad para las colombianas, que se hace mucho más fuerte para las mujeres que comenzaron su vida reproductiva en los años 70. Este hecho se confirma al contrastar por edades los niveles de paridad promedio (columna 1) frente a la Fecundidad Acumulada (columna 3), pues la primera es siempre menor que la última en todas las edades, menos para las mujeres adolescentes que presentan un incremento en su fecundidad desde por lo menos 1986 (Johnson-Hanks, et al., 2002).
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Los detalles técnicos de ambas metodologías se pueden consultar en Hill (2001)
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Tabla 1. Medición del Sub-registro en los Nacimientos usando el método de Brass (P/F), Colombia-2005
Fuente: Cálculos propios a partir del Censo Nacional de Población, Colombia-2005
Para su análisis definitivo, sin embargo, se evita las edades extremas. Pues las adolescentes y mujeres de mayores edades tiene patrones de fecundidad diferentes a la mayoría de las mujeres, y además presentan errores de reporte mayores a las demás mujeres (Hill et al., 2001). De allí que el análisis de la columna (4) muestra una relativa cercanía entre razones para las edades 20 a 40, con un promedio de 1.1468, y un incremento monotónico a medida que se aumentan las edades. Pero esencialmente las razones para las edades de mayor fecundidad, entre 20 y 30 años, muestran una alta consistencia con esta tendencia decreciente de la fecundidad y niveles P/F muy cercanos entre ellos, que difieren solo en 0.0474. En efecto la extrapolación de las razones para estos dos grupos de edad (20-24 y 25-29) resulta en 1.0188, que refleja un sub-registro leve en los años previos al censo y es exactamente el factor de corrección para los años circundantes al censo. De otro lado, la corrección al registro de mortalidad sigue la metodología Generaciones Sintéticas Extintas Ajustadas (ASEG, por sus siglas en inglés). Este método usa la ecuación de balance demográfico para comparar la distribución de las defunciones por edad con la distribución de los sobrevivientes en un período de tiempo dado, en este caso el período intercensal: 1993-2005. En general, este método asume que la población está ligeramente afectada por la migración y que el registro de la población y las defunciones es proporcional a todas las edades y es una combinación de los métodos Bennett & Horiuchi (1981) y el Método de Balance General de Crecimiento (UN, 1983), que provee una estimación más robusta que cada uno de estos métodos por aparte. Básicamente aplica primero el método de balance general para estimar los cambios en la cobertura de los censos y luego aplica la metodología de Bennett & Horiuchi utilizando la población ya ajustada, que convierte la distribución de defunciones por edad a su correspondiente Distribución de población estacionaria. Antes de la aplicación de esta metodología se examinó la calidad de la identificación de las causas maternas, que se hizo cruzando la información de 3 registros incluidos en los registros de defunción que corroboran la relación de la causa principal de defunción2 siguiendo los lineamientos sugeridos por la OMS (2005). Asimismo, se intentó adicionar causas indirectas de mortalidad siguiendo los estudios más recientes de la OMS en este respecto (Say et al., 2004; Khan et al., 2006; Say et al., 2009). Dado el nivel de agregación 8
de causas de mortalidad que se tiene en la base de datos disponible (3 dígitos de CIE-X3), fueron muy pocas las defunciones de mortalidad materna indirecta que se pudieron adicionar y por tanto se puede asegurar que las causas maternas se encuentran bien clasificadas en los registros de defunción a la mano. De manera que se prefirió mantener la definición directa de causas de mortalidad materna por su buena clasificación y porque permite hacer contrastes con las estadísticas oficiales. Los resultados de la evaluación del registro en la mortalidad femenina por el método la metodología Generaciones Sintéticas Extintas-Ajustadas (ASEG) se presentan en la Figura 2. Allí se observa que los factores de corrección para las edades femeninas de interés, 10 a 54 años, son mayores que 1, lo que indica niveles de sub-registro en las defunciones para el período enmarcado en los dos últimos censos. Igualmente, se puede observar una consistencia entre los factores de corrección para estas edades, pues las diferencias no son de más de 0.05 puntos para estas edades, necesitando mayor corrección a partir de la edad 30-34. Es decir, entre las edades 10 y 29 el factor de corrección es prácticamente el mismo, 1,1575 en promedio, y después de los 30 años el factor es también muy estable en niveles de 1,1903 en promedio. De manera que se aplica el factor de corrección correspondiente a las edades 10-54 que es 1,1701. Figura 1.2: Medición del Sub-registro en las Defunciones Femeninas, usando el método ASEG, Colombia, 1993-2005
Fuente: Cálculos propios a partir de los Censo Nacionales de Población, Colombia 1993 y 2005 y registros de defunciones femeninos anuales para el período 1993-2005 La combinación de estas dos estimaciones del sub-registro nos lleva a corregir con alta confiabilidad las RMM nacionales para los años de 2000 a 2007, tanto en su numerador como en el denominador. La serie estimada (RMME) oscila ahora entre 81,04 por cien mil nacidos y 118,54 por cien mil nacidos, como se observa en la Tabla 2, que corresponde a una corrección de 13% de la cifra oficial. Si bien esta corrección de sub-registro es 9
moderada, resulta importante resaltar que esta cifra probablemente no es homogénea a través del territorio nacional y seguramente por edad de las madres, por lo que una vez más no se recomienda aplicar a niveles sub-nacionales y merece un estudio mucho más detallado en cada una de las regiones del país. Tabla 2. Razón de Mortalidad Materna Observada (RMM) y Estimada (RMME). Colombia, 2000-2007
Fuente: Cálculos propios. 2.2. Evolución Temporal de la RMM por Departamentos A pesar de los problemas de sub-registro anteriormente mencionados, se puede hacer una categorización de la mortalidad materna, con los registros actuales siendo cautelosos en su lectura. La primera variable que nos ayuda a esta caracterización es el registro por departamento de residencia. Las series vitales del DANE permiten desde 1998 diferenciar las defunciones por lugar de residencia o de ocurrencia. El problema bajo estudio tiene más sentido de ser analizado por lugar de residencia, pues muchas características socioeconómicas y ambientales afectan la mortalidad materna, que puede luego ocurrir en un lugar diferente, pues las complicaciones en el embarazo y/o parto son remitidas a entidades de salud de mayor complejidad, casi siempre ubicadas en las cabeceras municipales. Por esta razón se analizan acá las defunciones por lugar de residencia y se aclara que todos los llamados nuevos departamentos se agruparon una sola categoría, por ser ellos los de información más deficiente, debido a su baja densidad de población4. Un ejemplo de estos problemas de registros es lo sucedido en La Guajira, que reporta RMM mucho más bajas que para el total nacional en todos los años. Por ejemplo, para 2001 reporta cero (0) casos de mortalidad materna en las zonas rurales, lo que realmente quiere decir es que no hay casos registrados en dichas zonas de La Guajira, en lugar de que no hayan defunciones femeninas por causas maternas; más siendo éste un departamento pobre y con alta concentración de mujeres en edad reproductiva en sus zonas rurales. Problemas de este mismo estilo se detectaron para los departamentos de: Atlántico, Bolívar, Caquetá, Cesar, Chocó, Magdalena, Risaralda, Sucre, Quindío, Tolima y por lo menos en un año de 4
De hecho, el análisis por lugar de ocurrencia muestra los mayores niveles de RMM en Bogotá para los años 1998, 2001 y 2005; que sólo reflejan una concentración de mayores atenciones y reporte en Bogotá, pero no necesariamente los verdaderos valores de RMM en el país.
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la serie en Norte de Santander y Caldas, como se presenta más adelante en las Figuras 4 y 5. La Figura 3 presenta las RMM departamentales por residencia de las mujeres, donde se observa que los departamentos con menores niveles de desarrollo económico son los que reportan las mayores RMM. Los valores más altos reportados están en Chocó, que alcanzan niveles de 512.9 por cien mil en 1998. Le siguen los departamentos de Nariño, Caquetá y Cauca con valores entre 300 y 500 por cien mil. Mientras que las menores razones se encuentran en la zona cafetera y Cundinamarca, con valores que oscilan alrededor de 28.2 por cien mil. Claramente hay una correlación entre los niveles de desarrollo y las RMM, pues Chocó, Cauca, Nariño y Caquetá son de los departamentos más pobres de Colombia, mientras que la región cafetera está conformada por departamentos con una adecuada infraestructura física y de salud y sus niveles de desarrollo económico son superiores al promedio colombiano (Cárdenas & Yanovich, 1997). Figura 3. Evolución de las Razón de Mortalidad Materna por Departamentos en Colombia (Total) entre 1998 y 2007, por lugar de Residencia
Fuente: Cálculos propios a partir de los Registros Vitales del DANE Las Figuras 4 y 5 muestran que la desagregación departamental por zonas, rural y urbana, sigue los mismos patrones del total nacional, lo que se explica en parte porque los registros de las estadísticas vitales son de mejor calidad en las zonas urbanas, como ya se ha mencionado. Contrario a lo que sucede con la información de las zonas rurales (Figura 5), que se encuentran con muchos registros de cero defunciones maternas, además en años consecutivos a otros con un número considerable de defunciones. En particular, el 11
departamento con mayor RMM en las zonas urbanas en casi todos los años es Chocó con tasas que oscilan entre 159 (año 2007) y 512.8 por cien mil. Mientras que las menores tasas que oscilan alrededor de 22 y 25 por mil varían de año a año entre los departamentos, bien sea para aquellos con baja población urbana (Cauca o Caquetá) o para los esperados que tienen mayor nivel de desarrollo como Antioquia o los de la región cafeteras. Figura 4. Evolución de las Razón de Mortalidad Materna por Departamentos en Colombia para Zonas Urbanas entre 1998 y 2007, por lugar de Residencia
Fuente: Cálculos propios a partir de los Registros Vitales del DANE La Figura 5 muestra la evolución temporal de las RMM en zonas rurales, en donde todos los problemas de sub-registro en las defunciones, mencionados anteriormente, se reflejan. Departamentos como La Guajira tiene un comportamiento errático: pasan de tener cero defunciones en un año y al siguiente reportar bajas tasas y al siguiente las RMM más altas del país, para al siguiente reportar de nuevo cero defunciones. Por esta razón, no se recomienda analizar literalmente las RMM por departamento para zonas rurales, pues el sub-registro es demasiado alto y pueden llevar a conclusiones erradas.
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Figura 5. Evolución de las Razón de Mortalidad Materna por Departamentos en Colombia para Zonas Urbanas entre 1998 y 2007, por lugar de Residencia
Fuente: Cálculos propios a partir de los Registros Vitales del DANE En general, el análisis de esta sección permite esclarecer que a pesar de los esfuerzos hechos por el DANE en años recientes, todavía se registran importantes niveles de subregistro, que son muchísimo más evidentes en las zonas rurales y que por ende terminan afectando las RMM de total nacional, que necesitan para el período 2000-2007 una corrección de 13 %. En las zonas urbanas, se observa un mejor comportamiento, pero aun así se observan variaciones erráticas para algunos departamentos, incluidos los que tienen altas proporciones de población urbana. 3. Análisis de Corte Transversal por Departamentos Frente a los comportamientos erráticos de las RMM, aquí se presenta una alternativa para el análisis de las RMM en el tiempo, como el análisis de corte transversal para años aislados. Para esto se hace una comparación de las RMM nacional y departamental, que aplica un modelo de regresión Poisson y sigue la propuesta de Vanegas (2008), para la construcción de intervalos de confianza de las RMM. Esta metodología permite contrastar estadísticamente la diferencia entre cada departamento y la nación, lo que deja ver las la diferencias importantes y permite señalar los departamentos con mayores problemas en sus RMM. Este ejercicio se realizó para cada uno de los años de la serie y a continuación sólo se presentan los resultados de tres años (1998, 2003, 2007), para ver la evolución de los departamentos en el período de interés.
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Para cualquier año, la lectura de la Figura 6 permite hacer contrastes frente al total nacional y entre departamentos de los datos. Si la línea que representa al departamento está por encima de la línea punteada, que representa el total nacional, se dice que la RMM es significativamente superior a la del total nacional y si está por debajo entonces es significativamente inferior a la del país. De igual manera, entre departamentos se pueden comparar las alturas de cada línea y quien tenga la superior se interpreta como que su RMM es significativamente mayor. La Figura 6 muestra en sus tres paneles al departamento del Chocó como el de mayor RMM para todos los años, hecho que coincide con lo expuesto en el análisis de la serie temporal. En el otro extremo, sólo los departamentos de Antioquia, Caldas y Santander, se mantienen como los de menores RMM. Figura 6. Comparación entre las RMM nacional y por departamento en Colombia, 1998, 2003 y 2007
Fuente: Cálculos propios a partir de los Registros Vitales del DANE 14
Sin embargo, no hay consistencia en el comportamiento por departamentos, por los problemas expuestos en la sección anterior. Por ejemplo, en 1998 Chocó, Caquetá, Nariño y Valle se encontraban en niveles mayores al nacional, mientras que en 2003 era el departamento de Córdoba y para 2007, fueron Córdoba, La Guajira, Magdalena y Meta quienes tienen estos valores por encima del total nacional. Una vez más se hace evidente que los problemas de registro afectan las conclusiones que se pueden extraer de los análisis estadísticos, sin importar la bondad de la herramienta. Por ejemplo, sólo Chocó se mantiene consistentemente en los mayores niveles que el país, mientras que departamentos como Córdoba, La Guajira, Magdalena, Meta, Norte de Santander, Nuevos Departamentos, Sucre, Tolima y Valle varían de valores muy altos a valores muy bajos a lo largo del período. En parte esto se debe a los problemas de reporte en las zonas rurales que terminan afectando el total nacional y que dejan sin datos confiables a estas zonas, e incluso al total nacional. Un análisis sobre los datos de zonas urbanas, exclusivamente, permite mayor consistencia en el análisis y arroja los departamentos con mayores desventajas en el tema de mortalidad materna, pero deja por fuera a todos aquellos que tienen alta población vulnerable a este evento en las zonas rurales. De hecho, la Figura 7 muestra de nuevo que el departamentos con la situación más preocupante en la RMM urbana, para todos los años, es Chocó. Sigue Córdoba, que alcanza los diferenciales más altos en 2007 y luego varía de año a año. En 1998 también sobresalen por sus altas tasas Caquetá, Nariño y Valle; en 2003 Córdoba y Tolima; y en 2007 Córdoba, La Guajira, Magdalena y Meta. Análogamente, el departamento que durante los tres años tienen menores RMM es Cundinamarca y los demás fluctúan de año a año, pero de los menores niveles se encuentran en Santander, Quindío y Risaralda en 1998; Boyacá, Caquetá, Quindío y Sucre en 2003; y Antioquia, Caldas, Norte de Santander y Nuevos Departamentos.
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Figura 7. Comparación entre las RMM nacional y por departamento en Colombia, Zonas Urbanas en 1998, 2003 y 2007
Fuente: Cálculos propios a partir de los Registros Vitales del DANE 4. Caracterización de las Defunciones Maternas por Registros de Defunción Esta sección hace una caracterización descriptiva de las mujeres que murieron por causas maternas y tomadas de la información individual de los registros de defunción del DANE. No sobra recordar al lector que, de un lado los registros de defunción sufren de problemas de sub-registro graves y que son mucho mayores en las zonas rurales que en las urbanas, lo que además sesga la información que se está utilizando para este análisis. De otro lado, sólo se tiene la información de las mujeres que fallecieron, es decir no se tiene un grupo de control frente al que se pueda comparar estas características principales, controlando por las características socio-económicas y ambientales, que nos puedan ayudar a tener conclusiones contundentes sobre las diferencias entre los dos grupos. De manera que sólo se puede obtener una descripción de las mujeres que fallecieron por causas maternas 16
durante el período de interés. Las variables incluidas fueron: edad de la mujer, estado civil de la mujer, sitio de defunción, nivel educativo, régimen de seguridad social, probable manera de muerte, quien expide el certificado de defunción, tipo de parto, tipo de embarazo, tiempo de gestación, número de hijos nacidos vivos, número de hijos muertos, como se determinó la muerte, si recibió asistencia médica y si trae o no trae tiempo aproximado entre cada causa y la muerte. Para esta caracterización se utilizaron tres años de análisis: al comienzo, al final y en la mitad de período para contrastar las diferencias y se hará a través de mapas de correspondencias. Esta metodología analiza tablas de contingencia de dos o más vías y sus correspondencias entre filas y columnas y permite visualmente tener en un solo plano todas las variables de interés, en lugar de generar un número grande de diferentes cruces de variables, que hacen más complicado su análisis. Estos mapas de correspondencias o planos factoriales grafican cada una de las categorías de acuerdo a los ejes factoriales. Dos categorías estarían más cercanamente asociadas, entre más próximos sean sus perfiles sobre el conjunto de las modalidades (Benzecri, 1973; Lebart et al., 1977; Lebart et al., 1995; Escofier y Pages, 1992; Fine, 1996; Greenacre, 2007). La Figura 8 muestra los planos factoriales para los tres años escogidos. En general, se observa un traslape de muchas de las variables alrededor del cruce de los ejes, o una asociación cercana para la mayoría de las variables incluidas en este análisis. Para los tres años se encuentra una asociación directa para las defunciones que registran en hospitales o clínicas, con asistencia médica, que mueren de manera natural y cuyo certificado lo expidió el médico tratante. Mientras que no se relacionan de forma importante que las mujeres tengan bajos niveles educativos, que no hayan recibido atención médica, que el sitio de defunción sea la casa, que se desconozca si tiene cobertura en el régimen de salud y que el certificado haya sido expedido por medicina legal. Esto no quiere decir que las mujeres que tienen sus partos en hospitales y clínicas se mueren más que aquellas que lo hacen en sus casas y sin asistencia médica. Esto, como se explicó anteriormente, simplemente caracteriza la mayoría de los registros de defunción por causas maternas. Como era de esperarse, en épocas modernas, la mayoría de la gente fenece en centros de salud y bajo la asistencia de algún especialista en el área, quien además es usualmente quien llena la información de los registros de defunción. Ahora, de estos planos se puede caracterizar a la mayoría de estas mujeres, como aquellas que además de ir a centros de salud, clínicas y hospitales, que reciben asistencia médica durante todo el proceso, son casi siempre mujeres afiliadas al régimen subsidiado de salud, seguidas de quienes están afiliadas en régimen contributivo, con 20 o más semanas de gestación y con bebés que nacen con peso entre 0.3 y 1 kilogramos. Esta caracterización no varía mucho en el tiempo y sirve para identificar dos hechos. Primero, la cobertura en salud para estos temas es, ha sido y debe seguir siendo prioritaria, porque las mujeres embarazadas que fallecieron en los años de interés asisten en su mayoría a clínicas y hospitales, ante las eventualidades que las llevaron finalmente a la muerte, y en estos centros recibieron tal como se debe asistencia médica; sin importar el tipo de régimen como se encuentren afiliadas. De manera, que expandir la cobertura tiene en parte el efecto deseado de ofrecer a todas estas mujeres la posibilidad de tener ayuda calificada, que bien 17
puede llegar a salvarles la vida a futuras mujeres y sus hijos. En segundo lugar, la totalidad de las causas son causas internas, por la definición misma de mortalidad materna. Esto no quiere decir que debemos ser negligentes con estos casos, sino que la mayoría de los casos se producen por causas relacionadas a enfermedades propias o agravadas por el embarazo y de las cuales muchas pueden ser prevenibles, o tratables si hay un seguimiento apropiado durante el embarazo y el parto, y seguramente darían lineamientos para la reducción de la mortalidad materna en Colombia. Figura 8. Planos factoriales para las defunciones maternas en Colombia, 1998, 2003 y 2007
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Fuente: Cálculos propios a partir de los Registros Vitales del DANE 5. Conclusiones y Recomendaciones Son importantes los avances que ha hecho el país en materia estadística, en la recolección de eventos vitales (defunciones y nacimientos), desde que el DANE modificó su metodología en 1998. Estos avances son evidentes en la mejora en la calidad registros vitales y en las diferentes variables que se incluyen en los registros de defunción, que ayudan a la tabulación de eventos importantes, como la mortalidad materna. A pesar de dichos avances en el país, todavía es evidente un problema de sub-registro en los eventos vitales, que es mucho más notorio en las zonas rurales. Estos problemas dejan grandes falencias al querer evaluar temas aparentemente simples, como el objetivo de desarrollo del milenio de reducir a la mitad la RMM en una década. Si bien se puede hablar de aproximaciones usando las cifras nacionales o urbanas, es virtualmente imposible hacerlo para zonas rurales. Esto hace que la evaluación de las RMM en el tiempo y a niveles geográficos más desagregados, como los departamentos, sea también difícil y que puede llevar al lector desprevenido a conclusiones erradas. Para corregir estos problemas se sugiere el uso de metodologías indirectas de estimación de la mortalidad materna, la metodología aquí empleada estima un sub-registro en la RMM nacional de 13 %. Los análisis complementarios también muestran grandes diferencias entre departamentos y problemas de registro mayores en zonas rurales que en las urbanas. Además de los problemas planteados a lo largo del documento, una corrección adicional debe incluir mediciones relacionadas al aborto. Dado que en el caso colombiano la gran mayoría de los abortos son aún ilegales y el aborto ilegal es una práctica relacionada a mayores muertes maternas, una estimación indirecta más refinada tiene el reto de cubrir también estos hechos, aun cuando no hay datos de los mismos. Con las estadísticas existentes se pueden hacer análisis que cuando requieran la dimensión geográfica, deben hacerlo preferiblemente por lugar de residencia si se quiere profundizar en las correlaciones con características socioeconómicas o acceso a servicios de salud y siempre tener en cuenta que tienen el sesgo de registro. Por último, respecto a los registros vitales del DANE, con la información existente sobresalen que las mayores RMM a lo largo del período son consistentemente más altas en las zonas rurales que en las urbanas y por departamento Chocó mantiene los niveles más altos que alcanzan hasta 512 por cien mil, niveles similares a los que actualmente tienen países de África sub-sahariana o el sur de Asia. De manera, que esta RMM está en efecto capturando el desarrollo más lento y las necesidades mayores que tiene este departamento, frente a los demás de Colombia; pero sobretodo la necesidad de una serie de reformas e inversiones en infraestructura, servicios de salud y sociales que empujen los niveles de desarrollo y se reflejen en indicadores vitales como la RMM. Finalmente, es difícil conformarse con una estimación de mortalidad materna como una propuesta para corregir la asertividad de las RMM. Si bien es importante que se mantengan las preguntas en los censos nacionales de población que permiten hacer estas estimaciones, es necesario que se hagan esfuerzos adicionales por corregir los problemas de sub-registro que se presentan tanto en las estadísticas de nacimientos como en las de defunciones por 19
causa. Por ejemplo, implementar nuevas estrategias que permitan el conteo universal de las estadísticas vitales, así como el emparejamiento con otras estadísticas que permitan la corrección de los datos como padrones periódicos, pareo con otras fuentes de información como registros civiles o sistemas educativos y de salud. Bibliografía BENZECRI, J.P. 1973. L’Analyse des Donnee. Tomo II, en L’Analyse des Correspondences, 4a. Edicion. (Dunod, Paris) BRASS, W. 1964. “Uses of census or survey data for the estimation of vital rates". Paper prepared for the African Seminar on Vital Statistics, Addis Ababa, 14-19 December. BRASS, W. 1975. “Methods for estimating fertility and mortality from limited and defective data".Chapel Hill, NC, International Program of Laboratories for Population Statistics CÁRDENAS, M. & D. YANOVICH. 1997. “Café y Desarrollo Económico: Un Análisis Departamental". Coyuntura Social 16: 137-181. ESCOFIER, B. & PAGES, J. 1992. Analyses Factorielles Simples et Multiples. Objectifs, Méthodes e Interpretation. (Dunod, Paris) FINE, J. 1996. “Iniciaciónal Análisis de Datos Multidimensionales a partir de Ejemplos". Tercer Seminario de Capacitación de Docentes en Métodos Estadísticos de Aplicación en las Ciencias Humanas y Sociales. GREENACRE, M. 2007. Correspondence Analysis in Practice. 2nd edition. (Chapman and Hall,Boca Raton, FL) HILL, K., STANTON, C., & GUPTA, N. 2001. “Measuring Maternal Mortality from a Census: Guidelines for Potential Users". MEASURE Evaluation Manual Series, No. 4 HILL, K., YOU, D., & CHOI, Y. 2009. “Death distribution methods for estimating adult mortality: Sensitivity analysis with simulated data errors". Demographic Research, 21(9), 235-254. JOHNSON-HANKS, J., Y. KAMIYA, AND URDINOLA, B. P. 2002. “Transformations on Adolescent Fertility in Latin America". Paper presented at Population Association of America-Annual Meeting 2002. LEBART, L; MORINEAU, A Y PIRON, M. 1995. Statistique Exploratoire Multidimensionnelle. (Paris, Dunod) LEBART L; MORINEAU, A. Y TABARD. 1977. Techniques de la Description Statistique. (Paris, Dunod) MILLER, G. & URDINOLA, B.P. 2010. “Cyclicality, Mortality, and the Value of Time: The Case of Co_ee Price Fluctuations and Child Survival in Colombia". XXXJournal of Political Economy, Vol.118, # 1 (February) OMS-ORGANIZACI _ON MUNDIAL DE LA SALUD. 2005. “Informe sobre la salud en el mundo-2005: cada madre y cada niño contarán" (OMS: Ginebra, Suiza) RUIZ, M. 2005. “La mortalidad materna en Colombia 1998-2001. Cuánto ha mejorado su estimación?". En: Población, Pobreza Y Desarrollo en Colombia. ed: UNIVERSIDAD EXTERNADO DE COLOMBIA , v.1 , p.133-158. KHAN, K. D., WOJDYLA, D., SAY, L., GULMEZOGLU, A.M., & PAUL F A VAN LOOK. 2006. “WHO Analysis of Causes of Maternal Death: a Systematic Review". Lancent, v. 367, pp. 1066-1074 (April)
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