Un Análisis del Nordeste del Brasil

Cuando la Fecundidad No Concuerda
Con la Prevalencia del Uso de Anticonceptivos:
Un Análisis del Nordeste del Brasil
Por Siân L. Curtis e Ian Diamond
Las ecuaciones de regresión estándares que relacionan la tasa global de fecundidad a la de
prevalencia de anticonceptivos indican que la tasa de fecundidad de 5,5 nacimientos por mujer,
observada en la región del nordeste del Brasil en la Encuesta Demográfica y de Salud de 1986,
es aproximadamente 1,6 nacimientos más elevada de lo que se podría esperar a base de la
prevalencia del uso de anticonceptivos en ese momento. Mediante un enfoque exploratorio
para evaluar las razones por las cuales se registraron niveles de fecundidad más elevados de
lo esperado, se le atribuye 0,6 nacimientos del exceso evidente en esa región al retraso del
efecto del aumento reciente en el uso de anticonceptivos, y 0,6 nacimientos al efecto relativamente pequeño de la lactancia como factor inhibidor de la fecundidad. Las pautas de matrimonio desempeñan un papel más limitado, pero a éstas se atribuyen 0,3 nacimientos de la diferencia restante entre la fecundidad observada y esperada.
(Perspectivas Internacionales en Planificación Familiar, número especial de 1995, págs. 11–16 & 21)
H
ay una sólida relación lineal entre
la tasa de prevalencia de anticonceptivos (entre las mujeres actualmente casadas) y la tasa global de fecundidad (TGF) en una población. Las
estimaciones de regresión lineal de esta relación* se encuentran en diversos estudios;
estas ecuaciones explican entre el 72% y
el 91% de la variación de las TGF en varios
países utilizados para este cálculo.1 En general, los cálculos de los parámetros de regresión son uniformes en todos los estudios y esto sugiere que un aumento de 10
puntos porcentuales de la tasa de prevalencia de anticonceptivos reduce la TGF
en 0,6–0,7 nacimientos por mujer. Ante la
ausencia de cualquier uso anticonceptivo,
habitualmente se calcula una TGF de
aproximadamente 7,2–7,4 nacimientos en
la vida de una mujer.
En la mayoría de las poblaciones, la
TGF prevista en la ecuación de regresión
se encuentra dentro de un nacimiento de
la TGF observada. Sin embargo, hay algunas poblaciones en las que la TGF observada es sustancialmente más elevada o
más baja que la tasa prevista. Es evidente
que se espera una variación alrededor de
la línea de regresión, debido a que la TGF,
la tasa de prevalencia de anticonceptivos
Siân L. Curtis es analista demográfico en Macro International Inc., en Calverton, Maryland, e Ian Diamond es
profesor del Departamento de Estadísticas Sociales de
la Universidad de Southampton, del Reino Unido. Los
autores desean agradecer a Naomi Rutenberg, por sus
valiosos comentarios y el asesoramiento prestado con
las versiones anteriores de este artículo.
Número especial de 1995
y los parámetros de regresión están todos
sujetos a errores de muestreo. También
pueden haber razones de peso para que
se produzcan desviaciones significativas
de las TGF previstas, porque hay muchos
otros factores, además del uso de anticonceptivos, que afectan la fecundidad.
Los países cuyas TGF se desvían sustancialmente del valor previsto, frecuentemente despiertan un interés particular y especulación sobre las causas de esta desviación.2
Las explicaciones más comunes del exceso de fecundidad (es decir, cuando la TGF
observada es sustancialmente superior a
la TGF prevista) son los efectos desfasados
de aumentos recientes en el uso de anticonceptivos, los efectos inhibidores extraordinariamente bajos causados por otros determinantes próximos (tales como el
matrimonio y la infertilidad postparto), y
niveles de eficacia anticonceptiva extraordinariamente bajos (tal vez a consecuencia de elevados niveles de uso de métodos
tradicionales). Las principales explicaciones propuestas para la situación inversa
son los elevados niveles de abortos inducidos, altos niveles de esterilidad natural,
frecuencia del coito reducida a consecuencia de la separación de la pareja, y efectos
inhibidores de la fecundidad extraordinariamente elevados de otros determinantes
próximos. Sin embargo, estas explicaciones son especulativas y muy pocos estudios
han intentado verificar empíricamente la
contribución individual de estos factores
en el exceso o déficit de la fecundidad en
una población en particular.
En este artículo, presentamos un enfoque exploratorio simple para evaluar la
contribución de los diferentes factores al
exceso de fecundidad en una población.
Basamos el enfoque en unos ajustes y procedimientos existentes que se pueden aplicar fácilmente a los datos recopilados de
encuestas de corte transversal, las cuales
son la principal fuente de datos demográficos correspondientes a muchas poblaciones. Hasta donde fue posible, utilizamos
datos que se publican regularmente en informes de encuestas; no obstante, se requiere hacer algunos cálculos adicionales.
Ilustramos este enfoque por medio de
un análisis del exceso de fecundidad ocurrido en el Nordeste del Brasil, lo cual está
basado en datos de la Encuesta Demográfica y de Salud (EDS) de 1986 . Luego comparamos los resultados con observaciones
recogidas por la EDS posterior del Nordeste del Brasil, de 1991.
TGF y uso de anticonceptivos
Desde que Davis y Blake produjeron el documento original sobre los determinantes próximos de la fecundidad,3 se han
propuesto muchos esquemas conceptuales similares a este trabajo.4 Entre ellos, el
más ampliamente utilizado es el sistema
de Bongaarts, el cual relaciona la TGF con
los niveles de matrimonio, infertilidad
postparto (determinada por la práctica de
la lactancia), uso de anticonceptivos y el
aborto inducido. El modelo fue diseñado
para aislar las causas de los diferenciales
de fecundidad entre las sociedades, en la
medida en que estos cuatro determinantes próximos representan factores que
afectan directamente la fecundidad y varían con culturas diferentes. Otros determinantes próximos, tales como el nivel de
esterilidad natural y la tasa del aborto espontáneo, tienden a ser bastante constantes en las diferentes poblaciones y, por lo
tanto, no contribuyen a explicar las diferencias de fecundidad que existe entre po*Debido a su simplicidad, estas ecuaciones de regresión
se usan ampliamente para estimar el nivel de prevalencia de anticonceptivos que se requiere para lograr una TGF
determinada, para estimar la TGF que podría esperarse
a base de una tasa de prevalencia anticonceptiva determinada, y como elemento de prueba para asegurarse si
un cálculo de una TGF para una población es coherente
con relación a la tasa de prevalencia estimada.
11
Cuando la Fecundidad No Concuerda con la Prevalencia Anticonceptiva
blaciones, o dentro de una misma población a través del tiempo.5
Si bien todos los determinantes próximos afectan en cierta medida la fecundidad de una población, el factor más importante es el nivel de uso de anticonceptivos.
Como ya lo hemos observado, se han estimado varios modelos de regresión de la
relación que existe entre la TGF y la tasa
de prevalencia de uso de anticonceptivos;
en este artículo usamos el modelo desarrollado por Bongaarts y Kirmeyer.6 Otros
modelos están basados en datos más recientes (y explican una elevada proporción
de la varianza), pero Bongaarts y Kirmeyer estimaron modelos de regresión para
las relaciones que existen entre la prevalencia de anticonceptivos y la tasa global
de fecundidad marital, y entre la prevalencia y la tasa global de fecundidad marital
natural, y ambas son utilizadas en el análisis. Por tanto, para que haya coherencia,
también usamos su modelo para la relación entre el uso de anticonceptivos y la
TGF. En realidad, los parámetros de su modelo de regresión son casi idénticos a los
de los modelos más recientes, de manera
que según el modelo utilizado, la predicción de la TGF no varía mucho. Los modelos que utilizamos son los siguientes:
•Ecuación 1: TGF=7,3–0,064u;
•Ecuación 2: Tasa global de fecundidad
marital=9,5–0,048u; y
•Ecuación 3: Tasa global de fecundidad
marital natural=15,3–0,137u.
(En cada caso, u es el porcentaje de mujeres actualmente casadas que practican la
anticoncepción.)
Muchos estudios empíricos han confirmado la confiabilidad de la Ecuación 1, pero
en varias poblaciones la TGF observada resultó muy superior o inferior que la prevista por esta ecuación. Bongaarts propuso un
método de ajuste de la TGF observada mediante la diferencia entre las pautas observadas y previstas de matrimonio y de la lactancia,7 permitiendo así evaluar cómo los
factores explican las diferencias entre las
TGF observadas y previstas. Se basa este
ajuste en las Ecuaciones 1–3 antes mencionadas, combinadas con el modelo de determinantes próximos de Bongaarts,8 y se expresa por la siguiente ecuación:
•Ecuación 4: TGF ajustada=TGF x [(Ci’ x
Cm’)/(Ci x Cm)].
En esta ecuación, Cm y Ci son los índices
observados de matrimonio e infertilidad
postparto obtenidos del modelo de Bongaarts, y Cm’ y Ci’ son los índices previstos de matrimonio e infertilidad postparto
basados en la tasa de prevalencia observada. Se obtiene los últimos valores de las
siguientes ecuaciones:
12
•Ecuación 5: Cm’=(7,3–0,064u)/(9,5–0,048u);
•Ecuación 6: Ci’=(9,5–0,048u)/(15,3–0,137u).
Bongaarts aplicó estos ajustes a los
datos de Jordania, Kenya, Siria y Yemen,
los cuales exhibieron niveles de fecundidad más elevados de los que se habían anticipado a base de sus tasas de prevalencia de anticonceptivos.9 Estos ajustes
eliminaron completamente el exceso de fecundidad en Yemen, mientras que lo redujeron en Jordania y Siria, y en menor
medida en Kenya. Este resultado confirma que los efectos inhibidores de la fecundidad relativamente pequeños de otros
determinantes próximos frecuentemente
ofrecen una gran parte de la explicación
del exceso de fecundidad.
No obstante, aún después de realizar un
ajuste para los efectos de otros determinantes próximos, continuó registrándose
un exceso de fecundidad de casi un nacimiento por mujer en Jordania, Kenya y
Siria. Bongaarts planteó la posibilidad de
que este hecho podría estar relacionado a
un error de medida, a niveles atípicos del
coito, o a otros determinantes próximos
biológicos que no podían medirse con facilidad. Sin embargo, no se intentó evaluar
la contribución que cada uno de éstos hubiere aportado al exceso restante.
Los pequeños efectos inhibidores de la
fecundidad de otros determinantes próximos no siempre ofrecen una explicación
de los niveles de fecundidad más elevados
de lo previsto. Por ejemplo, en Zimbabwe,
Boohene y Dow encontraron que la duración de la infertilidad postparto realmente producía mayores efectos inhibidores
de fecundidad debido a la infertilidad
postparto que lo que podría predecirse del
nivel de uso de anticonceptivos.10
Boohene y Dow sugirieron dos explicaciones del exceso de fecundidad en Zimbabwe—primero, que la ecuación utilizada tal vez no sea apropiada para el Africa,
donde las pautas y actitudes sobre la fecundidad son diferentes a las observadas
en Asia y América Latina (las regiones que
suministraron la mayoría de los datos en
que se basó la ecuación de regresión). En
particular, en Africa se tiende a practicar
la anticoncepción, más para mantener los
intervalos intergenésicos que para terminar la procreación. Segundo, el programa
de planificación familiar de Zimbabwe frecuentemente ofrecía servicios de anticonceptivos para el período de postparto, lo
cual puede conducir al uso superfluo durante el período de la lactancia cuando la
mujer no puede concebir.
Un intento para evaluar la última hipótesis empíricamente, sugirió que aproximadamente la mitad del exceso de fecun-
didad en Zimbabwe se puede atribuir al
uso superfluo de anticonceptivos.11 Los investigadores especularon que el exceso restante estaba relacionado con los efectos de
otros determinantes próximos, pero no intentaron verificar esta hipótesis. Otra explicación potencial—que el exceso de fecundidad está relacionado con los efectos
desfasados de los aumentos del uso de anticonceptivos en Zimbabwe a principios
de los años ochenta12—permanece en el
campo de la especulación.
En este artículo, ilustramos una técnica simple que se puede utilizar para evaluar la contribución de cada factor potencial en el nivel observado de exceso de
fecundidad. Lo hacemos mediante el análisis del exceso de fecundidad en el Nordeste del Brasil.
Exceso de fecundidad en Brasil
Los datos utilizados en este artículo fueron recopilados mediante la EDS del Brasil de 1986, que fue la primera encuesta nacional de fecundidad y de planificación
familiar que se realizó en el Brasil. Representa una fuente global de datos para el
cálculo de las pautas de fecundidad, tanto
a nivel nacional como regional. La población estudiada estaba compuesta exclusivamente de mujeres de 15–44 años, y se entrevistaron en forma completa a 5.892
mujeres (de una muestra original de 6.733).
La muestra fue diseñada para permitir
realizar un cálculo independiente a nivel
regional y en las zonas urbanas y rurales
del Nordeste, y fue autoponderada dentro de cada región. El diseño del estudio
también permitió hacer estimaciones a
nivel estatal en los tres estados más grandes (y políticamente más importantes)—
Río de Janeiro, São Paulo y Minas Gerais.
Las zonas rurales de la región norte y centro-oeste, junto con las poblaciones del Estado de Acre y de los territorios de Rondônia, Roraime y Amapá, fueron
excluidos de la muestra por ser inaccesibles. La muestra final fue representativa
del 95% de la población del Brasil.
En años recientes, el Brasil ha experimentado una gran disminución de la fecundidad. Entre 1960 y 1986 (el año de la EDS),
la TGF disminuyó de 6,2 a 3,7 nacimientos
en la vida de una mujer.13 Sin embargo, marcadas diferencias regionales de la conducta demográfica están estrechamente vinculadas a la prosperidad económica regional.
La región del Nordeste, económicamente
desaventajada, ha experimentado una disminución superficial de su nivel de fecundidad, y presenta una TGF que aún se mantuvo en 5,5 nacimientos por mujer en los 0–4
años previos a la EDS de 1986.14 Por el con-
Perspectivas Internacionales en Planificación Familiar
trario, la zona más próspera del sur ha experimentado la disminución más pronunciada de la fecundidad, y en 1986 estaba
acercándose al nivel de reemplazo.
El determinante básico de la disminución de la fecundidad parece ser un aumento del uso de métodos anticonceptivos modernos (principalmente la píldora
y la esterilización femenina); hay pocos indicios de una contribución posible de cambios en pautas de matrimonio o infertilidad postparto.15 Las variaciones regionales
de las TGF fueron vinculadas estrechamente a las variaciones en las tasas de prevalencia de anticonceptivos, las cuales variaron del 74% en São Paulo y el resto de
la región del sur, al 53% en el Nordeste.16
Para evaluar el impacto del uso de anticonceptivos sobre la TGF, aplicamos a los
datos para Brasil la ecuación de regresión
de Bongaarts y Kirmeyer (Ecuación 1). Esta
ecuación anticipó una TGF de 3,1 nacimientos por mujer; no obstante, el valor observado para los 0–4 años anteriores a la encuesta de 1986, era de 3,7 nacimientos por
mujer, lo cual sugiere que los actuales niveles de fecundidad eran moderadamente más elevados que los previstos. Sin embargo, cuando aplicamos este modelo a
cada región del Brasil, resultó evidente que
la mayoría del exceso de fecundidad se registró en el Nordeste, el cual experimentó
un exceso de fecundidad de 1,6 nacimientos por mujer (Cuadro 1). Esto sugeriría que
el nivel de uso de anticonceptivos logrado
en el Nordeste en 1986 no había producido el impacto anticipado sobre la fecundidad. En realidad, el nivel de fecundidad experimentado en el Nordeste del Brasil sería
coherente con una tasa de prevalencia de
aproximadamente el 28%, en vez de la tasa
observada del 53%.
Hay varias explicaciones posibles de
este fenómeno. En este análisis ajustamos
el modelo para evaluar la contribución de
los diferentes componentes en el exceso
de fecundidad del Nordeste. Estos son: los
efectos desfasados de los aumentos recientes del uso de anticonceptivos; los niveles
de lactancia y la edad al casarse más bajos
que los anticipados; las elevadas tasas de
falla de anticonceptivos; una fecundidad
natural más elevada de lo esperado; y el
uso superfluo de anticonceptivos durante el postparto.
Efectos desfasados de anticonceptivos
Los cálculos de las TGF de las encuestas de
corte transversal, tales como las EDS, están
generalmente basadas en los nacimientos
ocurridos durante un período determinado previo a la encuesta—en este caso, 0–4
años antes de la encuesta. Sin embargo,
Número especial de 1995
cuando se utiliza la
Ecuación 1 para estimar Cuadro 1. Medidas de prevalencia de uso anticonceptivo y de fecundidad, por región, Brasil, 1986
la TGF, la tasa de prevalencia que generalmen- Medida
Río de São
Sur
Centro- NorNorte y
Janeiro Paulo
este
deste
Centrote se emplea es la de la
oeste
práctica anticonceptiva
71
74
74
64
53
62
vigente—es decir, la del Prevalencia
2,6
3,1
3,1
3,2
5,5
3,7
momento en que se rea- TGF observada*
TGF prevista†
2,7
2,6
2,6
3,2
3,9
3,3
liza la encuesta. Si el uso Exceso de fecundidad‡ 0,1
0,5
0,5
0,0
1,6
0,4
de anticonceptivos huen el período de 0–4 años previos a la encuesta. †Cálculo obtenido de la ecuación
biera aumentado inme- *Basada
de regresión de Bongaarts y Kirmeyer, 1982 (véase referencia 1). ‡La TGF observada menos
diatamente antes de la la TGF prevista. Fuentes: Tasa de prevalencia de anticonceptivos—J.M. Arruda et al., 1987
referencia 13), Cuadro 4.6; TGF observada—J.M. Arruda et al., 1987 (véase referenencuesta, este cálculo no (véase
cia 13), Cuadro 3.1.
representaría la tasa actual de prevalencia durante el período total en que se estaba cal- al para calcular la prevalencia de todos los
culando la TGF. En consecuencia, la métodos, aparte de la esterilización, al
ecuación de regresión subestimaría la TGF, punto medio del período de referencia.*
porque el uso actual hubiera sido superior Debido a que parece que el uso de otros
al nivel realmente experimentado durante métodos ha aumentado mucho menos
el período de referencia. De esta forma, la que la esterilización durante este períoTGF prevista representaría la TGF que po- do,17 esta aproximación debería ofrecer un
dría esperarse en el futuro si se mantuvie- cálculo razonable.
Utilizando esta técnica, los cálculos de
ra el nivel actual de uso de anticonceptivos.
El uso de anticonceptivos en el Nordes- las tasas de prevalencia en el Nordeste, cote del Brasil había aumentado durante los rrespondientes a cada método (al punto
años inmediatamente anteriores a la EDS medio del período de referencia), son el
de 1986: las encuestas de prevalencia de an- 17,1% para la esterilización, el 15,3% para
ticonceptivos realizadas en 1980 en los es- la píldora, el 8,6% para la planificación fatados de Bahía, Paraíba, Pernambuco y Río miliar natural, y el 2,6% para otros métoGrande do Norte, estimaron una prevalen- dos, lo que resulta en un total ajustado de
cia regional del 37%, en comparación con la tasa de prevalencia de anticonceptivos
el nivel del 53% estimado en la EDS de 1986. del 43,6%. Al introducir este valor en la
Estas estimaciones no son directamente Ecuación 1, se obtiene una TGF esperada
comparables, debido a que los cálculos an- de 4,5 nacimientos durante la vida de una
teriores estaban basados en estados selec- mujer, en comparación con la TGF de 3,9
cionados del Nordeste. No obstante, no nacimientos por mujer, resulta de la tasa
cabe dudas que aumentó significativamen- de prevalencia no ajustada. En consecuente el uso de anticonceptivos durante los cia, al hacer ajustes por el efecto desfasacinco años previos a la realización de la EDS. do de anticonceptivos, se reduce el exceSi bien el cálculo de la prevalencia de so de fecundidad de 1,6 a 1,0 nacimientos
1986 fue más elevada que el nivel de uso por mujer (Cuadro 2, página 14).† Por
de anticonceptivos experimentado duran- tanto, casi la mitad del exceso de fecundite todo el período en el cual se basó la TGF, dad en el Nordeste del Brasil se atribuye
se lo puede ajustar para referirse al punto al aumento reciente en la prevalencia del
medio de este período (es decir, 31 meses uso de anticonceptivos.
antes de la realización de la encuesta), a
fin de ofrecer un cálculo más representa- *El uso de una interpolación lineal para estimar la prevalencia de todos los métodos, incluso la esterilización,
tivo para introducir en la ecuación de re- simplificaría el cálculo, pero también requeriría que asugresión. La encuesta de la EDS suminis- miéramos que el aumento de la esterilización es lineal
tró información sobre la fecha de la durante el período comprendido entre las dos encuestas. Esta suposición es probablemente adecuada, a menos
esterilización femenina, lo cual puede ser que aumente la esterilización en gran medida durante
usado para estimar directamente la pre- el período de referencia y el aumento se concentre al prinvalencia de este método. Sin embargo, con cipio o al final del período.
respecto a otros métodos, suponemos que †Se pueden reducir los efectos desfasados (y por tanto,
el exceso de fecundidad) al basar los cálculos de la TGF
las tasas de prevalencia estimadas de las en un período más breve anterior a la encuesta. En este
encuestas a nivel estatal de 1980 son razo- análisis, usamos una TGF basada en el período de 0–4
nables para el Nordeste en general, y que años previos a la encuesta porque queríamos usar los cálculos publicados correspondientes a un período fijo, y la
el uso de otros métodos, aparte de la es- TGF publicada—la de la EDS de 1986—era la tasa corresterilización, aumentó uniformemente du- pondiente al período de 0–4 años previos a la encuesta.
rante el período de seis años previos a la Informes más recientes de la EDS tienden a utilizar el período de 0–2 años previos a la encuesta, un período preEDS de 1986. A base de estas suposicio- ferible para estos cálculos que resultarían en efectos desnes, se puede usar una interpolación line- fasados reducidos.
13
Cuando la Fecundidad No Concuerda con la Prevalencia Anticonceptiva
Se puede calcular los
índices observados directamente de los datos de
la EDS. La tasa global de
Componente
TGF
TGF
Exceso de Exceso de
de ajuste
obserprevista fecundidad fecundidad
fecundidad marital del
vada
explicado
Nordeste del Brasil duNinguno
5,5
3,9
1,6
na
rante el período de 0–4
Efectos desfasados del aumento
años previos a la encuesdel uso de anticonceptivos
5,5
4,5
1,0
0,6
ta—8,6 nacimientos por
Pautas de matrimonio
5,2
4,5
0,7
0,3
Pautas de lactancia
4,6
4,5
0,1
0,6
mujer casada*—produce
un índice observado (Cm)
Nota: na=no aplicable.
de 0,64. La duración
media de la amenorrea
Matrimonio y práctica de lactancia
postparto en el Nordeste del Brasil (estimaUna probable explicación del resto del ex- da en solamente 3,7 meses18) supone un ínceso de fecundidad es que los efectos in- dice de infertilidad (Ci) de 0,90.†
Al sustituir estos valores en la Ecuación
hibidores de otros determinantes próximos
son más pequeños que lo esperado, dado 4, se produce una TGF observada de 5,2 nael nivel de uso de anticonceptivos. Se cimientos por mujer (después del ajuste por
puede ajustar la TGF observada con res- las pautas de matrimonio) y 4,6 nacimienpecto al matrimonio y la práctica de la lac- tos por mujer (después del ajuste por las
tancia mediante el uso de la Ecuación 4, la pautas de matrimonio y lactancia). Por
cual requiere que estimemos los índices ob- tanto, luego de tomar en cuenta los efectos
servados y esperados de matrimonio y de de ambas variables, el exceso de fecundiinfertilidad postparto. Los índices previs- dad se reduce a solamente 0,1 nacimientos
tos están basados en regresiones que usan por mujer (Cuadro 2). Esta reducción ocula prevalencia de anticonceptivos como rre principalmente porque el efecto inhibiuna variable independiente, de manera dor de la fecundidad debido a la lactancia
que nuevamente es necesario utilizar la en el Nordeste del Brasil es más bajo de lo
tasa de prevalencia ajustada, en vista de esperado, dado el nivel de desarrollo del
que es más representativa de la experien- área (como indica la tasa de prevalencia de
cia de la mujer durante todo el período de anticonceptivos). Esto, a su vez, está relareferencia. El uso de la tasa de prevalen- cionado con la corta duración de la lactancia ajustada de 43,6% en las Ecuaciones 5 cia y la elevada tendencia en la región de
y 6 se produjo un índice previsto de ma- dar suplementos alimenticios a la leche matrimonio (Cm’) de 0,61 y un índice previs- terna.19 Las pautas de matrimonio parecen
to de infertilidad postparto (Ci’) de 0,79.
ser razonablemente similares a lo previsto, dada la tasa de prevalencia, y de esta
*Este cálculo de la tasa global de fecundidad marital está
manera contribuyen menos a la explicación
basada en el número de nacimientos ocurridos y la exdel exceso de fecundidad.
posición al riesgo de concebir entre mujeres casadas o
Sin embargo, el modelo de Bongaarts
viviendo en una unión consensual en el momento de la
encuesta. Excluye la experiencia de las mujeres que essupone que no hay fecundidad fuera del
tuvieron previamente casadas y que pudieron estar camatrimonio; evidentemente, este no es el
sadas durante una parte del período de referencia, pero
caso en el Nordeste del Brasil. Del cálculo
esta restricción es necesaria, debido a que no había inde la tasa global de fecundidad marital, exformación en la EDS sobre la fecha de disolución de las
uniones. Se calculó el período en que la mujer casada escluimos 163 nacimientos porque éstos ocutuvo expuesta a un embarazo, tomando en cuenta la fecha
rrieron antes de la fecha indicada de la pride la primera unión, y fueron incluidos en el numerador
mera unión; por tanto, el índice del
solamente los nacimientos que ocurrieron después de la
matrimonio probablemente revela un nivel
fecha indicada de la primera unión. Este enfoque puede
sobrestimar ligeramente los nacimientos a mujeres cademasiado elevado de los efectos inhibisadas y el período de exposición al embarazo entre mudores de la fecundidad del matrimonio.
jeres que estaban casadas por la segunda vez (o tercera,
No obstante, parece poco probable que el
etc.) en el momento de la encuesta, debido a que supo“matrimonio”, en su más amplio concepne que se cambió directamente a la nueva unión si su primera unión terminó durante el período de referencia. Sin
to de exposición a las relaciones sexuales,
embargo, este efecto no resultaría demasiado serio.
juegue un papel preponderante en expli†Este cálculo está basado en datos sobre la condición accar el exceso de fecundidad en el Nordestual de las mujeres, pero la duración media de la amete del Brasil, debido a que la mayoría de
norrea postparto no parece haber cambiado mucho dulos nacimientos ocurren a las parejas que
rante el período de referencia; la duración media de la
viven en alguna forma de unión; por tanto,
amenorrea de postparto estimada para el Nordeste del
Brasil, por la encuesta estatal realizada en 1980 sobre prees probable que cualquiera sobrestimación
valencia de anticonceptivos, indica un nivel de 3,8 meses,
sea relativamente pequeña.
casi idéntica a la cifra obtenida en la EDS (véase referenEl resto del exceso de fecundidad de 0,1
cia 19). En consecuencia, se puede considerar el Ci como
nacimientos es pequeño y fácilmente poun cálculo razonable para todo el período.
Cuadro 2. Medidas de fecundidad, según el ajuste de los componentes del exceso de fecundidad en el Nordeste del Brasil
14
dría atribuírselo a una variación del muestreo. Además, los ajustes aquí detallados
son aproximaciones, y están basados en
varias suposiciones que probablemente resulten en cierto grado de error. En consecuencia, es muy probable que las demás
explicaciones propuestas del exceso de fecundidad no resulten factores importantes en el Nordeste del Brasil. Sin embargo, las examinamos para confirmar que no
contribuyen al exceso de fecundidad en
la región, y también para ilustrar cómo
estos factores podrían ser examinados en
las poblaciones en las que el controlar estadísticamente los efectos desfasados de
los aumentos del uso de anticonceptivos,
las pautas del matrimonio y las prácticas
de la lactancia, no explica el exceso de fecundidad observada.
Fallas de anticonceptivos
Los modelos de regresión de Bongaarts y
Kirmeyer presumen que, en promedio, la
eficacia prevista de la anticoncepción entre
todos los usuarios de anticonceptivos de
una población es de 0,83.20 Se puede comparar este valor con el nivel observado de
eficacia de anticonceptivos para investigar si los elevados niveles de falla de anticonceptivos juegan algún papel en la explicación del exceso de la fecundidad.
Se puede estimar la tasa mensual de
falla de anticonceptivos correspondiente
al período de referencia en el Nordeste del
Brasil calculada a base de los datos de la
EDS, y mediante el uso de una técnica recién desarrollada por Bongaarts y Rodríguez.21 La tasa de falla calculada mediante el uso de esta técnica es de corte
transversal, porque representa la probabilidad media de que falle un método en
un mes durante el período de referencia
y, por lo tanto, incorpora las experiencias
de mujeres que habían estado usando su
método por duraciones diferentes. Sin embargo, este enfoque resulta más apropiado para medir el impacto de fallas sobre
la TGF.
La tasa mensual de falla (f), expresada
como un porcentaje de fallas por mes, se
calcula a partir de la Ecuación 7: f=(p x
b)/120ua, donde p es el porcentaje de
todos los nacimientos vivos de mujeres casadas ocurridos durante el período de referencia que fueron concebidos mientras
éstas practicaban la anticoncepción, b es
la tasa de fecundidad marital de momento (expresada en términos del número de
nacimientos por mujer casada por cada
1.000 años-mujer de exposión de casada
al embarazo durante el período de referencia), u es el porcentaje de todos los
meses-persona de exposición en que
Perspectivas Internacionales en Planificación Familiar
usaba anticonceptivos (estimada por la
tasa de prevalencia de anticonceptivos
nueve meses antes del punto medio del
período de referencia), y a es la proporción
de concepciones ocurridas durante el período de uso de anticonceptivos que resultaron en nacimientos vivos.
En este caso, hemos considerado solamente los nacimientos de los matrimonios
y exposiciones a embarazo durante el matrimonio: la tasa de prevalencia se refiere
solamente a las mujeres actualmente casadas, por lo tanto la población de interés es
de mujeres casadas. En la región del Nordeste del Brasil, los valores de estos parámetros son los siguientes: p=11,4%; b=294,6,
y u=40,5%. Ante la falta de datos fiables
sobre abortos inducidos, le asignamos a la
a un valor de 0,83 (lo cual representa el riesgo promedio de aborto espontáneo).*22
Al introducir estos valores en la Ecuación
7, se produce una tasa estimada de falla
mensual de anticonceptivos de 0,83%. Para
convertir esta tasa en un cálculo de la eficacia de anticonceptivos, usamos la relación
existente entre la eficacia de los anticonceptivos (e) y la tasa mensual de falla (f) elaborada por Bongaarts y Rodríguez23 en que e
= 100–(f/c), donde c es la probabilidad mensual de concebir en la ausencia del uso de
anticonceptivos. Bongaarts y Rodríguez sugieren que los valores de c calculados entre
0,10 y 0,15 son razonables para las parejas
en edad reproductiva que practican la anticoncepción. Si se supone el valor más bajo
de c (0,10), se obtiene una estimación de eficacia anticonceptiva de 0,92, bien por encima del valor indicado por la ecuación de regresión de Bongaarts y Kirmeyer.
Este elevado nivel de eficacia no resulta
realmente sorprendente, dada la elevada
prevalencia de la esterilización femenina
que se registra en el Nordeste del Brasil, y
esto confirma que los altos niveles de falla
de anticonceptivos no contribuyen a la explicación del exceso de fecundidad en el
Nordeste del Brasil; en realidad, parece ser
que las tasas de falla de anticonceptivos realmente actúan en forma opuesta y pueden
resultar en un nivel más bajo del exceso de
fecundidad que de otra manera se podría
haber observado.
El enfoque que aquí utilizamos para calcular la eficacia de la anticoncepción en el
Nordeste del Brasil requiere disponer de
la información sobre el número de nacimientos que tuvieron lugar durante el período de estudio a consecuencia de la falla
de los anticonceptivos. Este tipo de información no se encuentra en todas las encuestas demográficas y, de hecho, no fue
recolectada en muchas de las encuestas
EDS que se llevaron a cabo en los países
Número especial de 1995
de baja prevalencia anticonceptiva.
En tales situaciones, un método alternativo para estimar la eficacia anticonceptiva es el uso del promedio ponderado de
la eficacia estándar de los métodos anticonceptivos usados en la población, con
la ponderación dada por la prevalencia de
cada método.24 Este tipo de estimación de
la eficacia solamente ofrece información
sobre las desviaciones que ocurran de la
eficacia prevista debido a la mezcla de métodos que usa la población, y no ofrece información sobre las desviaciones relacionadas con una baja calidad del uso. En
consecuencia, se prefieren los cálculos de
la eficacia de la práctica anticonceptiva
dentro de la misma población de referencia. Sin embargo, la baja eficacia anticonceptiva es probablemente la explicación
más importante que se puede dar al exceso de fecundidad en las poblaciones que
confían básicamente en los métodos anticonceptivos tradicionales, y en tales situaciones el promedio ponderado de la eficacia estándar de los métodos utilizados
ofrecerá alguna información al respecto,
si no se dispone de cálculos verdaderos de
la eficacia en una población.
Nivel de fertilidad
Otra propuesta para explicar el exceso de
fecundidad es que la población de referencia es más fértil que el promedio de la gente,
y por tanto exhibe una fecundidad natural
más elevada de la prevista, especialmente
entre las no usuarias de anticonceptivos. Las
indicaciones de que la frecuencia del coito
es relativamente elevada en el Brasil25 apoyarían esta teoría, debido a que se cree que
la frecuencia de relaciones es el principal determinante de la fertilidad.
Al invertir la ecuación de Bongaarts y
Rodríguez para calcular la tasa mensual
de falla, podemos estimar a partir de los
datos de la EDS la probabilidad mensual
de concepción por parte de las no usuarias
durante el período de referencia. La Ecuación 7 representa la probabilidad mensual
de falla entre las usuarias de anticonceptivos (expresada como un porcentaje), pero
puede ser redefinida para representar la
probabilidad mensual de concepción entre
las no usuarias, de la siguiente manera:
c=(100–p)(b)/120(100–u)(a), siendo c la
probabilidad mensual de concepción (expresada como un porcentaje).
El cálculo de c obtenido mediante este
procedimiento, sin lugar a dudas será una
subestimación de la probabilidad mensual
de concepción en la población en general,
debido a que la fertilidad de las usuarias
tiende a ser más elevada que la de las no
usuarias, dado que las no usuarias son más
propensas a ser subfértiles e infértiles, así
como a presentar una menor frecuencia del
coito. En consecuencia, la c no representa
una estimación de la fertilidad de la población del Nordeste del Brasil. Sin embargo,
si la fertilidad es más elevada que el promedio en el Nordeste del Brasil, este cálculo de
c también debería ser relativamente más elevado cuando se lo compara con cálculos similares correspondientes a otros países.
Al sustituir los valores correspondientes al Nordeste del Brasil en esta ecuación,
se obtiene una estimación de la probabilidad de concepción para las no usuarias del
4,4% por mes (ó 0,04). Esta probabilidad parece ser muy baja, pero cuando se aplica el
mismo procedimiento a los datos recopilados en Colombia, Costa Rica, Panamá, el
Perú y la República Dominicana,26 las estimaciones varían del 2,9% en el Perú al
3,3% en la República Dominicana. Estos resultados sugieren que el Nordeste del Brasil evidentemente presenta una fertilidad
relativamente elevada.
Parte de esta diferencia probablemente
está relacionada con las diferentes muestras cubiertas por las encuestas; por ejemplo, la muestra del Brasil no incluyó a las
mujeres de 45–49 años, que son menos fértiles. Parece haber ciertas indicaciones de
diferencias de fertilidad, sin embargo,
quizá relacionadas con la elevada frecuencia del coito en Brasil. (Este resultado también indicaría que los niveles de eficacia
anticonceptiva son aún más elevados de
lo que se había sugerido anteriormente.)
Uso superfluo de anticonceptivos
Una probable explicación final del exceso de fecundidad es que algunas mujeres
que practican la anticoncepción quizá lo
hacen en una forma superflua durante el
período de infertilidad del postparto, y
que la incidencia de tal comportamiento
es más alta en algunos países que en otros.
En Brasil, frecuentemente se realiza la esterilización inmediatamente postparto, en
el acto de un parto cesárea, de manera que
es probable que el uso anticonceptivo superfluo sea muy extendido. Sin embargo,
este potencial es compensado en cierta
medida por la duración tan corta de la
amenorrea postparto que se registra en el
Nordeste del Brasil; por lo tanto, el uso superfluo suele ser de corta duración.
Los datos de la EDS sobre la situación ac*Como muchas mujeres que sufrieron fallas de anticonceptivos probablemente recurrieron al aborto inducido,
esta suposición quizá conduzca a una subestimación de
la verdadera tasa de falla de anticonceptivos. Sin embargo, las fallas de anticonceptivos que resultan en abortos
inducidos no contribuyen al exceso de fecundidad. En
consecuencia, la subestimación de las tasas de falla no
deberían afectar en gran medida el análisis principal.
15
Cuando la Fecundidad No Concuerda con la Prevalencia Anticonceptiva
tual respaldan estos argumentos e indican
que solamente 14 mujeres que se encontraban usando anticonceptivos en el momento en que se realizó la encuesta también estaban amenorreicas (2,5% de las usuarias).
Diez de estas mujeres habían sido esterilizadas, y representaban solamente el 4% de
todas las mujeres esterilizadas. Tres de las
restantes usuarias utilizaban métodos tradicionales y una, la píldora. Así, el uso superfluo de otros métodos anticonceptivos
aparte de la esterilización parece ser insignificativo en el Nordeste del Brasil. Aun si
se considerara la esterilización, es muy
poco probable que el nivel de uso superfluo sea significativamente más elevado
que el nivel experimentado en los países
en los que se basó la ecuación de regresión,
debido al corto período de duración de la
amenorrea postparto en la región.
La hipótesis de que el uso superfluo no
contribuya mucho a la explicación del exceso de fecundidad, se puede comprobar realizando un ajuste relativamente simple de
la tasa de prevalencia. Si suponemos que las
pautas de amenorrea postparto y el momento de la iniciación del uso de anticonceptivos después del parto no se han alterado durante el período de referencia, es razonable
concluir que el 2,5% de las usuarias practicaron una anticoncepción en forma superflua durante todo el período de referencia.
De modo que la tasa de prevalencia de anticonceptivos puede ser ajustada para representar una tasa de prevalencia “activa” para
el punto medio del período de referencia.
Este enfoque conduce a una tasa de prevalencia activa del 42,5%.
Al introducir este valor en la ecuación
de regresión, se obtiene un cálculo revisado de la TGF de 4,6 nacimientos por mujer,
en comparación con una de 4,5 obtenida
luego de hacer el ajuste por los efectos desfasados. Aun esta medida es probablemente una corrección exagerada del papel
que juega el uso superfluo (porque es probable que haya cierta duplicación entre el
uso de anticonceptivos y la amenorrea
postparto en muchos de los países en los
que se basó la relación entre la TGF y la
prevalencia de anticonceptivos), pero esto
confirma que el uso superfluo de anticonceptivos no juega un papel preponderante en explicar el exceso de la fecundidad
registrada en el Nordeste del Brasil.
Análisis
En este artículo, hemos presentado un análisis detallado de las razones por las cuales el Nordeste del Brasil experimenta una
tasa de fecundidad más elevada que la prevista, dado su nivel de uso de anticonceptivos. Se utilizaron una variedad de técni16
cas para ajustar tanto la TGF observada
como la TGF prevista para cuantificar la
contribución de cada uno de los diversos
factores potenciales en la magnitud observada del exceso de fecundidad.
Las principales razones que explican el
exceso de fecundidad en el Nordeste del
Brasil parecen ser los efectos desfasados de
los aumentos recientes del uso de anticonceptivos (particularmente la esterilización)
y la duración más breve de lo previsto de
la amenorrea postparto, la cual a su vez es
una consecuencia de la corta duración de
la lactancia y de la práctica temprana de dar
suplementos alimenticios a la leche materna en la región. Si este es el caso, sería probable que se redujeran las tasas de fecundidad después de la encuesta de 1986, a
medida que se realizaron los efectos del aumento en el uso. La encuesta EDS–II de
1991, llevada a cabo en el Nordeste del Brasil confirma que eso ocurrió: la TGF observada entre las mujeres de 15–44 años durante el período de 0–2 años previos a la
encuesta fue de 3,6 nacimientos por mujer.27
Además, si no hubieran producido más
aumentos dramáticos en el uso de anticonceptivos, el exceso de fecundidad también
hubiera disminuido significativamente a
medida que desaparecieron los efectos
desfasados y aumentó la prevalencia de
anticonceptivos a un nivel más coherente con el previsto para una población con
las pautas de lactancia que presenta el
Nordeste del Brasil. La tasa estimada de
prevalencia de anticonceptivos de las mujeres casadas de entre 15 y 44 años, ascendía al 60,7% en 1992,28 de manera que parece que aumentó el uso, aunque no en la
escala de los aumentos registrados a principios de los años ochenta. La TGF prevista para este nivel de uso es de 3,4 nacimientos por mujer, apenas por debajo del
valor observado de 3,6 por mujer. En consecuencia, parece que la mayoría del exceso de fecundidad en realidad ha desaparecido, y que una elevada fecundidad por
los niveles observados de uso de anticonceptivos ya no es un tema de preocupación en el Nordeste del Brasil.
Las técnicas detalladas en este artículo
son de aplicación relativamente fácil, y
muchas están basadas en los datos disponibles de los informes estándares de la
EDS. Por otro lado, se basan estas técnicas en numerosas suposiciones, y por
tanto deberían ser tomadas como una indicación de la contribución relativa que
aporta cada factor al exceso de fecundidad, no como un cálculo exacto de la contribución absoluta de cada factor. Pero este
hecho de ninguna forma se niega la utilidad de este tipo de análisis exploratorio
para comprender las causas y repercusiones políticas de elevados niveles de fecundidad por niveles observados de uso de
anticonceptivos. El análisis que aquí se
presenta ofrece una perspectiva útil del fenómeno registrado en el Nordeste del Brasil, y la aplicación de estas técnicas puede
resultar igualmente instructiva en otras
poblaciones que presentan un fenómeno
similar. Por ejemplo, algunas de las técnicas han sido utilizadas en un análisis realizado sobre la disminución de la fecundidad en Botswana,29 y también podrían
ser adaptadas para investigar el fenómeno inverso—la fecundidad más baja que
la prevista, dada la tasa de prevalencia.
En resumen, los encargados de adoptar
políticas no deben preocuparse inicialmente si encuentran que el nivel de fecundidad
en una población es mucho más elevado
que el previsto, dado el nivel de uso de anticonceptivos registrado. Nuestros resultados sugieren que esta situación puede ser
un fenómeno temporal causado por los rápidos aumentos en el uso de anticonceptivos, que luego se resuelve solo, a medida que se estabiliza el nivel de prevalencia
de anticonceptivos. Sin embargo, si permanecen registrándose excesos significativos
de la fecundidad aún después de que se ha
hecho un ajuste por el factor del desfase,
unas investigaciones simples pueden destacar otros factores probables, tales como
elevados niveles de falla de anticonceptivos, corta duración de la infertilidad postparto, o elevados niveles de uso superfluo
de anticonceptivos. Así, la realización de
un esfuerzo para abordar estas cuestiones
en la formulación de políticas futuras podría contribuir a un uso más eficaz y efectivo de los anticonceptivos para reducir
aún más la fecundidad.
Referencias
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Contraceptive Prevalence on Fertility: Aggregate and
Age-Specific Versions of a Model”, en A. Hermalin y B.
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Issues”, Studies in Family Planning, 19:335–353, 1988; C. F.
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2. J. Bongaarts, 1984, op. cit. (véase referencia 1); ——
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W. P. Mauldin y S. J. Segal, 1988, op. cit. (véase referencia
(continúa en la página 21)
Perspectivas Internacionales en Planificación Familiar
Cuando la Fecundidad…
(continúa de la página 16)
1); y R. Freedman y A. K. Blanc, “Fertility Transition: An
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9. ——, 1987, op. cit. (véase referencia 2).
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12. W. P. Mauldin y S. J. Segal, 1988, op. cit. (véase referencia 1); y R. Freedman y A. K. Blanc, 1991, op. cit. (véase
referencia 2).
13. T. W. Merrick, “Fertility and Family Planning in Brazil”, International Family Planning Perspectives, 19:110–119,
1983; y J. M. Arruda et al., Pesquisa Nacional Sobre Saúde
Materno-Infantil e Planejamento Familiar 1986, Sociedade
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Janeiro, Brasil, e IRD/Westinghouse, Columbia, Md.,
EE. UU., 1987.
14. Ibid.
15. T. W. Merrick, 1983, op. cit. (véase referencia 13); y
N. Rutenberg, L. H. Ochoa y J. M. Arruda, “The Proximate Determinants of Low Fertility in Brazil”, International
Family Planning Perspectives, 13:75–80, 1987.
5. J. Bongaarts, 1978, op. cit. (véase referencia 4).
16. J. M. Arruda et al., 1987, op. cit. (véase referencia 13).
6. J. Bongaarts y S. Kirmeyer, 1982, op. cit. (véase referencia 1).
17. N. Rutenberg, L. H. Ochoa y J. M. Arruda, 1987, op.
cit. (véase referencia 15).
7. J. Bongaarts, 1987, op. cit. (véase referencia 2).
18. J. M. Arruda et al., 1987, op. cit. (véase referencia 13).
8. ——, 1978, op. cit. (véase referencia 4).
19. J. E. Anderson, W. Rodrigues y A. M. T. Thome,
Número especial de 1995
“Analysis of Breastfeeding in Northeastern Brazil:
Methodological and Policy Considerations”, Studies in
Family Planning, 14:210–218, 1983.
20. J. Bongaarts y S. Kirmeyer, 1982, op. cit. (véase referencia 1).
21. J. Bongaarts y G. Rodríguez, “A New Method for Estimating Contraceptive Failure Rates”, en Measuring the
Dynamics of Contraceptive Use, Naciones Unidas, Nueva
York, 1991, págs. 52–67.
22. Ibid.
23. Ibid.
24. J. Bongaarts y R. G. Potter, Fertility, Biology, and Behavior: An Analysis of the Proximate Determinants, Academic Press, Nueva York, 1983.
25. N. Rutenberg y A. K. Blanc, “The Analytical Potential
of Demographic and Health Survey Data on Coital Frequency and Its Implications for Estimation of Contraceptive Failure Rates”, en Measuring the Dynamics of Contraceptive Use, 1991, op. cit. (véase referencia 21), págs. 153–167.
26. J. Bongaarts y G. Rodríguez, 1991, op. cit. (véase referencia 21), Cuadro 8.
27. BEMFAM y Macro International, Pesquisa Sobre Saúde
Familiar no Nordeste Brasil 1991, Río de Janeiro, Brasil, y
Columbia, Md., EE. UU., 1992.
28. Ibid.
29. N. Rutenberg e I. Diamond, “Fertility in Botswana:
The Recent Decline and Future Prospects”, Demography,
30:143–158, 1993.
21