Tesis de máster. Evolución de los patrones de fecundidad. Costa Rica. 1970-2000.

Departamento de Geografía-Centro de Estudios Demográficos Universidad Autónoma de Barcelona Máster en Estudios Territoriales y de la Población

EVOLUCIÓN DE LOS PATRONES DE FECUNDIDAD, COSTA RICA, 1970-2000.

Natalia Carballo Murillo

Director: Dr. Luis Ángel López Ruiz

Bellaterra, junio de 2011

AGRADECIMIENTOS En primer lugar, deseo expresar mi gratitud a todo el personal académico del Centro de Estudios Demográficos (CED) de la Universidad Autónoma de Barcelona, por iniciarme en el mundo de la demografía; así como al personal administrativo. Agradezco también al Dr. Luis Ángel López Ruiz director de este trabajo de investigación quien con su paciencia y amplios conocimientos ha guiado este arduo proceso en el campo de los estudios demográficos. A la Dra. Anna Cabré, directora de la institución; al Dr. Albert Esteve miembro del tribunal evaluador y al Dr. Daniel Devolder, quien además de ser miembro del tribunal evaluador, colaboró de manera desinteresada con sus opiniones y consejos. Por supuesto, también a Soco Sancho, Montse Llonch y Toni López, quienes de diversas maneras colaboraron a lo largo de este camino; así como a todos mis compañeros y compañeras del Máster Estudios Territoriales y de la Población. Mi eterno agradecimiento a mi familia por su apoyo y cariño incondicional, a mis tías Amparo y Elizabeth por su ayuda económica. A los Drs. Juan José Marín y Ronny Viales por sus consejos y opiniones. Todos y todas hicieron posible de una u otra manera mi participación en este máster, así como mi estancia en este bello país. Finalmente, dedico esta investigación a doña Sara y don Jorge.

1

ÍNDICE 1.

INTRODUCCIÓN ............................................................................................................................... 3

2.

APORTES TEÓRICOS Y ACADÉMICOS SOBRE LA FECUNDIDAD EN COSTA RICA .............................. 6

3.

METODOLOGÍA .............................................................................................................................. 12 3.1.

Fuente.................................................................................................................................... 12

3.2.

Introducción al método ......................................................................................................... 13

3.3.

Método Paridez Fecundidad P/F basado en datos sobre todos los hijos nacidos vivos. ...... 15

3.3.1.

Procedimiento de cálculo .................................................................................................. 16

4.

RESULTADOS OBTENIDOS ............................................................................................................. 28

5.

CONCLUSIONES ............................................................................................................................. 40

6.

BIBLIOGRAFÍA ................................................................................................................................ 42

2

1.

INTRODUCCIÓN

La segunda mitad del S.XX nos ha hecho testigos de transformaciones importantes a nivel social, una de ellas es el cambio del papel de la mujer en la sociedad. Algunas de sus consecuencias han sido las transformaciones en el mercado matrimonial, en la intensidad y el calendario de la fecundidad y en el consumo de anticonceptivos. Asimismo, el discurso sobre el control demográfico, que estuvo relacionado con la regulación de la natalidad, también cambió, radicalmente. De ser una preocupación dirigida a disminuir la cantidad de hijos, en los últimos años se ha convertido en una inquietud debido a la caída de las tasas de fecundidad, inferiores a la tasa de reemplazo en la mayoría de países de la Unión Europea, y en algunos países asiáticos, como China y Japón. En Latinoamérica dicha disminución se ha producido de forma desigual; dependiendo de si se habla de urbano o rural, de clase social alta, media o baja, de la influencia o no de la religión y las costumbres más tradicionales y, del sistema político imperante. Sin embargo, la brevedad temporal y las magnitudes de este proceso, hacen que sea de características diferentes al modelo establecido para Europa.1 En esta línea, Costa Rica se presenta como un caso interesante de estudio, con una caída de la fecundidad a gran escala en poco tiempo, que inició en la década de los sesentas. En consecuencia se han realizado estudios sobre sus posibles causas e implicaciones, basados en encuestas de reproducción y fecundidad. Por ejemplo, la Encuesta Nacional de Fecundidad de 1976, la Encuesta de Prevalencia Anticonceptiva de 1981, la Encuesta de Fecundidad y Salud, de 1986 y la Encuesta Nacional de Salud Reproductiva de 1993. Sin embargo, a pesar de estos y otros estudios, la información de las tasas de fecundidad a nivel cantonal no se encuentra disponible. Así, esta investigación pretende llenar este vacío y analizar la evolución de los patrones de fecundidad de las mujeres costarricenses de 15 a 49 años para las rondas censales de 1973, 1984 y 2000 a nivel cantonal, con el fin de entender la asociación existente entre la evolución de las tasas de fecundidad y los años de escolaridad. Asimismo, hay un interés por comprender las pautas de fecundidad dentro de un proceso de modernización que implicó la apertura de tres campos muy importantes para las mujeres: la educación, el mercado laboral y la anticoncepción. Como primer acercamiento para conocer dicho proceso, que se torna histórico, se hace necesario entender desde la demografía estos cambios, haciendo uso de sus técnicas y herramientas. Por lo tanto se plantea la siguiente pregunta: ¿Cuál ha sido la evolución de las tasas de fecundidad cantonales de las mujeres costarricenses según los censos 1973, 1984 y 2000? La cual está relacionada con los siguientes objetivos: 1

Las diferencias entre el modelo de la transición demográfica sufrido en Europa y América Latina es explicado por Zavala (1995).

3

Objetivo General:  Analizar la evolución de las tasas de fecundidad cantonales en Costa Rica durante el período 1970-2000. Objetivos Específicos:  Estimar las tasas de fecundidad cantonales, para las rondas censales de 1973, 1984 y 2000.  Examinar las diferencias de las tasas de fecundidad entre cantones según años de escolaridad para los años 1973, 1984 y 2000.  Calcular la probabilidad de agrandamiento de la familia a nivel provincial. Para cumplir con los objetivos propuestos, y a pesar de que las estadísticas vitales son una de las fuentes utilizadas para este tipo de estudios, para el caso de Costa Rica, como el de Latinoamérica en general, estos datos pueden brindar la información incompleta o contener errores; por lo tanto, se hizo uso de los Censos Nacionales de Población. Estos constituyen una de las fuentes de información más completas sobre la población de Costa Rica, permitiendo acceder a información de carácter social, económica, educativa, migratoria y demográfica no sólo a nivel nacional, sino también a nivel cantonal Así, los datos que constituyen la base empírica de este trabajo provienen de los microdatos suministrados por IPUMS-International (Integrated Public Use Microdata Series, International) con sede en el Minnesota Population Center, correspondientes a los censos de 1973, 1984 y 2000. El uso de esta fuente de información brinda la posibilidad de trabajar con datos previamente examinados con el fin de asegurar su integridad estructural y posibilitar la realización de estudios comparativos entre países, a través de un cuidadoso trabajo de recodificación y creación de variables técnicas siguiendo los estándares internacionales. La información sobre fecundidad, obtenida de dichos censos hace posible trabajar con métodos de estimación indirecta. Para el caso latinoamericano dos de los métodos más utilizados son: el método de los hijos propios y la familia de métodos tipo Brass basados en la comparación de la fecundidad de un período con la Paridez Media. De estos últimos, se escogió el método Paridez Fecundidad (P/F) sobre información de todos los hijos nacidos vivos. Éste utiliza información de la fecundidad retrospectiva y actual, por medio de las preguntas sobre: a) hijos nacidos vivos y, b) nacimientos de los últimos 12 meses, respectivamente. El método P/F de Brass procura ajustar el nivel de las tasas observadas de fecundidad por edades, que se supone representan el verdadero patrón de la fecundidad, de acuerdo con el nivel de fecundidad indicado por la paridez media de mujeres en grupos de edad por debajo de los 30 ó 35 años, nivel que se

4

supone es preciso (Naciones Unidas, 1986). Se escoge este método por ser uno de los más utilizados en Latinoamérica.2 De esta forma, en el primer capítulo se establecerán los resultados de la investigación bibliográfica realizada con el objetivo de sistematizar los principales aportes teóricos y académicos sobre la fecundidad en Costa Rica. En el segundo capítulo explicaremos la fuente y el método utilizado. En el tercer apartado veremos los resultados obtenidos con la aplicación del método, para, en el cuarto capítulo, exponer las principales conclusiones que pueden extraerse de este trabajo.

2

Algunos ejemplos del uso de métodos de estimación indirecta en América Latina se encuentran en: Chackiel (2005) y DANE (2008).

5

2.

APORTES TEÓRICOS Y ACADÉMICOS SOBRE LA FECUNDIDAD EN COSTA RICA

El rápido descenso de la fecundidad (ver Cuadro 1) fue un cambio significativo en la sociedad costarricense, el cual implicó, y al mismo tiempo se vio influenciado por, las trasformaciones sociales y culturales. Éste fenómeno no sólo se dio en Costa Rica, otros países latinoamericanos y del Caribe lo vivieron de forma paralela. Por ello, con la Guerra Fría de contexto internacional, y debido a que dicho descenso ya se había producido en la mayoría de los países del "primer mundo", algunos académicos plantearon teorías con la intención de explicar el descenso de la fecundidad en los países del “tercer mundo”, o adaptarlo al modelo de la primera transición demográfica. La teoría de la primera transición demográfica trata de explicar el proceso por medio del cual bajan, en un primer momento, de manera significativa las tasas de mortalidad, dando como resultado un rápido y vertiginoso crecimiento de la población; y en un segundo momento, las tasas de natalidad, produciendo estabilidad en su crecimiento y en sus respectivas tasas.3 Para Van de Kaa (1997) ésta teoría sirvió de narración inicial para una serie de subnarraciones que trataban de explicar los determinantes del comportamiento y el cambio en materia de fecundidad. Agrupadas en diez categorías, éstas toman en cuenta elementos: tecnológicos/biológicos, económicos, sociales y culturales, dentro de tres niveles de acuerdo con la estructura narrativa. Un primer nivel, el de la narración inicial (narración clásica de la transición demográfica y su relación con el cambio social, la modernización u occidentalización); un segundo nivel, de subnarraciones generales, conformado por la pruebas extraídas de los estudios históricos, las comparaciones regionales y la elaboración de modelos; y un tercer nivel, de subnarraciones específicas, con las pruebas extraídas de la elaboración de modelos, la simulación, los estudios de países y la investigación cualitativa. Dentro de las subnarraciones de los determinantes biológicos y tecnológicos están quienes explican la fecundidad como función de sus determinantes próximos y, aquellos que contemplan la explicación de la disminución de la mortalidad como requisito previo para cambiar su comportamiento. Por su parte, las explicaciones económicas se dividían en dos teorías: la teoría orientada a la demanda, y la teoría orientada a la demanda y la oferta. Desde la narrativa social tienen importancia la función cambiante de la familia, y de los hijos. Las subnarraciones de innovación y difusión, y de cambio cultural e ideacional contemplan la innovación y la difusión como factores de cambio; pero, al mismo tiempo, ven el cambio en materia de fecundidad como reflejo del cambio cultural e ideacional. Finalmente, las explicaciones del análisis de trayectorias y el cambio institucional, son los principales factores que explican el componente regional que puede detectarse en el proceso de transición demográfica (VAN DE KAA, 1997).

3

. Ver: Zavala (1995) y Perren (2008).

6

Cuadro 1. Costa Rica: Tasas de fecundidad y distribución relativa por edades. Tasa global de fecundidad y nacimientos anuales por edad de la madre según quinquenios. Grupos de edad

Período 15-19

20-24

25-29

1950-1955

0.1192

0.3339

0.3306

1955-1960

0.1208

0.3551

1960-1965

0.1148

1965-1970 1970-1975

Total

30-34

35-39

40-44

45-49

(TGF)*

0.2605

0.2029

0.0828

0.0148

6.7

0.3524

0.2754

0.2187

0.0848

0.0155

7.1

0.3326

0.3425

0.2758

0.2190

0.0893

0.0159

6.9

0.1078

0.2753

0.2781

0.2245

0.1815

0.0789

0.0141

5.8

0.1058

0.2226

0.1995

0.1561

0.1177

0.0555

0.0098

4.3

1975-1980

0.1102

0.2154

0.1884

0.1328

0.0883

0.0360

0.0062

3.9

1980-1985

0.0983

0.1941

0.1748

0.1260

0.0759

0.0275

0.0037

3.5

1985-1990

0.0976

0.1815

0.1649

0.1232

0.0753

0.0262

0.0029

3.4

1990-1995

0.0890

0.1657

0.1482

0.1085

0.0647

0.0218

0.0023

3.0

1995-2000

0.0846

0.1577

0.1399

0.1014

0.0598

0.0198

0.0020

2.8

Tasas por edades

Distribución relativa de las tasas por edades 1950-1955

8.9

24.8

24.6

19.4

15.1

6.2

1.1

100.00

1955-1960

8.5

25.0

24.8

19.4

15.4

6.0

1.1

100.00

1960-1965

8.3

23.9

24.6

19.8

15.8

6.4

1.1

100.00

1965-1970

9.3

23.7

24.0

19.4

15.6

6.8

1.2

100.00

1970-1975

12.2

25.7

23.0

18.0

13.6

6.4

1.1

100.00

1975-1980

14.2

27.7

24.2

17.1

11.4

4.6

0.8

100.00

1980-1985

14.0

27.7

25.0

18.0

10.8

3.9

0.5

100.00

1985-1990

14.5

27.0

24.6

18.3

11.2

3.9

0.4

100.00

1990-1995

14.8

27.6

24.7

18.1

10.8

3.6

0.4

100.00

1995-2000

15.0

27.9

24.8

17.9

10.6

3.5

0.4

100.00

Nacimientos anuales por edad de la madre 1950-1955

6

14

11

7

5

2

0

45

1955-1960

6

16

14

9

6

2

0

55

1960-1965

7

18

16

11

7

2

0

62

1965-1970

9

18

15

10

7

3

0

62

1970-1975

11

18

13

8

5

2

0

58

1975-1980

14

23

16

9

5

2

0

67

1980-1985

14

25

19

11

5

1

0

74

1985-1990

14

26

21

13

6

2

0

82

1990-1995

14

24

22

14

7

2

0

83

1995-2000

16

26

21

15

8

2

0

88

*TGF: Tasa global de fecundidad=suma de las tasas por edad por cinco. Fuente: Tomado de (CEPAL, 2001).

Ahora bien, para el caso de los países en vías de desarrollo una de las teorías que intentó explicar el cambio en la natalidad, fue la teoría neomalthusiana. Con ésta, las ideas de Malthus se revitalizaron y dieron origen a una corriente de

7

pensamiento denominado neomaltusianismo, que preconizaba el control de la natalidad en los países subdesarrollados. Ésta surge en una época en la cual se realizaban diversos esfuerzos para solucionar la situación de crisis económica y social. Entre las soluciones propuestas y las políticas perseguidas estaba el control de la natalidad, como una respuesta a la miseria, el hambre, y, además, como una medida preventiva a futuros conflictos sociales desestabilizadores del sistema político vigente. Entre los precursores de esta corriente de pensamiento se encontraban a nivel internacional tres tipos de agentes: a) fundaciones privadas, b) organismos internacionales y c) gobiernos de países desarrollados (HIGGINS, 1969). En Costa Rica el cambio en la fecundidad y sus determinantes se ha explicado desde distintas disciplinas, y desde el momento en que empieza a ser evidente. Por ejemplo, la primera encuesta de reproducción para el área metropolitana se realizó en 1964, cinco años después, en 1969, se llevó a cabo la primera encuesta para el área rural.4 Asimismo, se han realizado: la Encuesta Nacional de Fecundidad de 1976, la Encuesta de Prevalencia Anticonceptiva de 1981, la Encuesta de Fecundidad y Salud, de 1986 y la Encuesta Nacional de Salud Reproductiva de 1993. De igual manera se crearon espacios, como los Seminarios Nacionales de Demografía auspiciados por la Dirección General de Estadísticas y Censos, para dar a conocer trabajos de investigación demográfica y propiciar el intercambio de ideas entre representantes de diversas instituciones asociadas al campo de la demografía (DGEC, 1968). El primer seminario se realizó en 1957. En total se celebraron nueve, en los años 1958, 1961, 1968, 1970, 1976, 1979, 1983 y 1984, respectivamente. A través de la presentación de trabajos sobre población se buscaba la discusión y el intercambio de ideas sobre la situación demográfica del país y su interrelación con el desarrollo económico y social (DGEC, 1970). Los expositores representaban diversos sectores y organizaciones, tanto nacionales como internacionales; como por ejemplo: la Asociación Demográfica Costarricense (ADC); la Oficina de Población; Registro Civil; el Servicio Civil; el Instituto Nacional de Vivienda y Urbanismo; el Servicio Nacional de Electricidad; el Ministerio de Trabajo; de Agricultura; de Educación y de Salubridad Pública; el Movimiento Familiar Cristiano; la Universidad de Costa Rica; la Caja Costarricenses de Seguro Social (CCSS); el Hospital San Juan de Dios; el Patronato Nacional de la Infancia; CELADE; la Oficina Panamericana de la Salud; la Agencia Internacional del Desarrollo y el Periódico La Nación, de Costa Rica. Asimismo, se van a realizar estudios con tendencias moralista y religiosas, en donde el tema de la familia como baluarte de la sociedad costarricense va a ser preponderante. Esto se hace evidente en los decretos de Ley que legitimaron la 4

El artículo de Carranza (2009) explica de forma breve pero consistente la historia de la planificación familiar en Costa Rica. Desde los años anteriores a 1960 cuando se introduce la píldora anticonceptiva de forma privada al país, hasta el 2001 con la proclamación de la Ley de Paternidad Responsable.

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creación de las oficinas e instituciones incorporadas a los servicios de planificación familiar, como: Oficina de Población (1967); Centro de Estudios Sociales y de la Población (CESPO, 1968); Centro de Orientación Familiar (COF, 1968); Centro de Integración Familiar (CIF, 1968); Asesoría y Supervisión General de Planificación Familiar y Educación Sexual (1970); Comité Nacional de Población (CONAPO, 1968) y el Instituto de Estudios Sociales en Población (IDESPO, 1975). Adicional a dichos estudios se dio la publicación de trabajos que desde una óptica política, cercanos a la teoría neomalthusiana; y demográfica, vinculados con las subnarraciones de difusión, cambio cultural y social, han intentado explicar el descenso de la natalidad y las transformaciones en la fecundidad. Desde una perspectiva política, se han realizado diversos estudios.5 Estos trataban de explicar los cambios en la fecundidad como la consecuencia del control de países desarrollados, mediante inversión y suministros, sobre los menos desarrollados. Al respecto, el trabajo de Colin (1976) permite conocer las instituciones gubernamentales y no gubernamentales implicadas en el Programa de Planificación Familiar costarricense, y los objetivos de éstas, los cuales diferían grandemente de acuerdo a la ideología de cada una de ellas y los mecanismos utilizados para llevarlos a cabo, como charlas, programas radiales, entre otros. El planteamiento de su trabajo gira en torno a que el Programa de Planificación Familiar, apoyado por organizaciones internacionales, estaba enfocado a los sectores más desfavorecidos de la población, quienes estaban receptivos al mismo debido a su condición de pobreza. Por su parte, González (1985) plantea la relación entre el proceso político y las políticas demográficas. Busca demostrar que las medidas de control de la natalidad impulsadas en Costa Rica son una clara manifestación de relaciones sociopolíticas establecidas entre fuerzas sociales y políticas internacionales y nacionales (GONZÁLEZ, 1985). Ambas, Colin y González, consideran el financiamiento y ayuda logística de parte de las organizaciones estadounidenses como una imposición en el marco de expansión de sus políticas económicas en América Latina. En esta línea, el trabajo de Sandoval (1979) tiene el mismo eje de evaluación de las instituciones nacionales que apoyaron las políticas de la planificación familiar. Es interesante la relación que establece este autor entre indicadores como abonados telefónicos, producción de energía eléctrica, automóviles particulares, vehículos de carga, número de alumnos matriculados, de maestros, profesores y centros de enseñanza, con los cambios dados en la fecundidad, así como en la incorporación de la mujer al campo laboral. El autor cree que interferir en los servicios de planificación familiar estaría en detrimento de grupos marginales urbanos y amplios sectores rurales que por sus bajos ingresos no podrían disponer de los medios necesarios para la regulación de su fecundidad (SANDOVAL, 1979).

5

Ver: Colin (1976); Sandoval (1979) y González (1985).

9

Ahora bien, entre las investigaciones publicadas con un enfoque demográfico se encuentra el artículo de Gómez (1970). Éste nace del interés de comprender el rápido descenso de la tasa bruta de natalidad de 1960 a 1970 en Costa Rica. La principal conclusión de la investigación gira en torno a asegurar que la caída de la natalidad no se debe a los cambios en la composición por edades de las mujeres en edad fértil o a las variaciones temporales en la tasa de nupcialidad, sino a la disminución real de la población costarricense, lograda a través del uso de métodos anticonceptivos (GÓMEZ, 1970). Una idea importante radica en explicar que el desarrollo económico y social del país se da de forma paralela a la disminución en las tasas de natalidad. Para fundamentar la idea principal el autor corrobora que las cifras sobre nacimientos sean reales, y que se pueda trabajar con ellas. Esto lo hace consciente de los fallos que tienen los registros de nacimientos por la falta de datos para algunos años. Lo que hace Gómez es ajustar la información para los años con falta de datos por medio de un seguimiento generacional a los nacimientos, con probabilidades de supervivencia y ecuación compensadora. Así, se estima la tasa bruta de natalidad, tasa de fecundidad por edades, tasa general de fecundidad, tasa bruta de reproducción y tasa de fecundidad total; también se estandarizan las tasas de natalidad, con el fin de reconstruir su evolución para los años 1958-1968. En sí, el autor calcula dos posibles causas de la disminución de la fecundidad: la edad media al matrimonio y el control de la natalidad, concluyendo, con base en el cálculo de la tasa bruta de nupcialidad y edad media al matrimonio para estos años, que la edad al casarse no podría ser la causa de la reducción en la fecundidad, y que sólo un 25% de la reducción se puede atribuir a las mujeres casadas. Con respecto al segundo aspecto, el autor estima que un 50% de mujeres en edades reproductivas estaban usando métodos anticonceptivos, en especial la píldora. Analizando otra dimensión del fenómeno, veinticinco años después, Rosero-Bixby y Casterline (1995) explican el descenso de la fecundidad en Costa Rica, no como el incremento de la oferta a través de programas de planificación familiar, ni el impacto de los cambios socioeconómicos sobre la demanda de los hijos, sino como el resultado de la interacción social. Apoyados en la teoría de la difusión, la cual propone que la regulación de la fecundidad empieza en un grupo social y se va extiendo a otro; siendo la hipótesis central que la adopción del control natal por algunos individuos influencia la probabilidad de adopción por otros (ROSERO-BIXBY & CASTERLINE, 1995). Los autores postulan un modelo matemático para fundamentar su planteamiento, el cual conceptualiza la noción de “difusión por interacción social”; segundo, se muestra evidencia de tipo cuantitativa, un análisis econométrico (efectos de difusión por interacción en regresiones con series temporales de 100 cantones, 1958-1988), y; tercero, se concluye con evidencia de tipo cualitativa obtenida por medio de entrevistas a grupos focales de barrios populares, pueblos tradicionales, y pueblos en áreas costeras, analizando las siguientes variables: educación sexual y acceso a la anticoncepción, salud, relaciones de género, religión, factores socioeconómicos y evidencia cualitativa de difusión por interacción.

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De igual manera, hacen uso de los siguientes seis postulados para fundamentar su planteamiento del descenso de la natalidad como consecuencia de la difusión por interacción social. Primero, ausencia de control natal antes de la transición; segundo, modificaciones de poca importancia en las preferencias del tamaño de la familia durante la transición; tercero, rápido ritmo de disminución de la fecundidad en comparación con el ritmo de desarrollo económico y social del país; cuarto, universalidad del descenso; quinto, ordenamiento espacial en la transición; y, sexto, contactos interpersonales como principales canales de propagación de la información (ROSERO-BIXBY & CASTERLINE, 1995). Por otro lado, Mora (1999) en su tesis, consciente de la abundante literatura sobre la educación y su relación con la fecundidad, aborda nuevamente el tema, con el fin de conocer el impacto que tendría la universalización de la secundaria en los niveles de fecundidad de las mujeres alguna vez unidas; en un momento en el cual se pretendía impulsar en el país dicha universalización Para responder a la pregunta planteada, el autor, primero hace un análisis de la evolución de la fecundidad entre los años 1971-1992, luego determina los mecanismos de la relación entre el nivel educativo de las mujeres y el nivel de fecundidad, controlando por las variables: nivel educativo, edad, zona de residencia, número de hijos nacidos vivos en los últimos cinco años, alguna vez unida, muerte de algún hijo, cercanía de una fuente de abastecimiento de métodos anticonceptivos (FAMA) y condición laboral, para ver así la influencia de éstas en dicha relación. Finalmente, hace una proyección del impacto sobre los niveles de fecundidad de la universalización de la educación secundaria. La tesis del autor plantea que los niveles de fecundidad a mediano plazo no disminuirán como consecuencia de la universalización de la educación secundaria, este será un factor pero no determinante. También encuentra que la escolaridad (como factor que disminuye la fecundidad) es importante durante los años de educación primaria, no así para los años siguientes al no haber grandes cambios con respecto a los niveles de fecundidad en el caso específico de la secundaria. Plantea, de igual manera, que la educación afecta la fecundidad a través del control, esto quiere decir que las mujeres con mayor grado de escolaridad conocen mejor los métodos anticonceptivos y el aborto inducido. Utilizando la Encuesta Nacional de Fecundidad 1976, la Encuesta de Prevalencia Anticonceptiva 1981, la Encuesta de Fecundidad y Salud, 1986 y la Encuesta Nacional de Salud Reproductiva, 1993, obtiene los datos necesarios para trabajar con las variables comunes de los cuatro cuestionarios. Para fundamentar su tesis utiliza el Modelo de Rodríguez y Cleland, controlando por medio de la cantidad de hijos tenidos, así como la Regresión de Poisson. El autor logra demostrar que por sí sola la variable educación no logra una disminución en la fecundidad, también hay otras variables que intervienen e influyen por eso plantea los mayores niveles de educación como un factor no determinante.

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3. 3.1.

METODOLOGÍA Fuente

Los censos, las estadísticas vitales y las encuestas demográficas son tres de las principales fuentes de información para el análisis demográfico. Estas fuentes permiten el estudio de la fecundidad, y de otros sucesos demográficos. Así, utilizar una u otra conlleva ventajas y desventajas. En el caso de Costa Rica, como el de Latinoamérica en general, uno de los inconvenientes que representa el uso de las estadísticas vitales es el subregistro, ya sea por errores de recolección de la información o falta de ésta; por otra parte, las encuestas demográficas al no seguir un orden temporal para su realización, dificulta las comparaciones con otras fuentes de datos o entre países, además, pueden presentar errores en el proceso de muestreo. Los censos de población, a pesar de tener ciertos inconvenientes como los errores de cobertura o contenido, son la fuente más completa de información. Brindan datos demográficos, económicos, de educación, etnia, religión, entre otros, a distintos niveles geográficos: a escala nacional, provincial, o en nuestro caso, cantonal, posibilitando la relación entre los diferentes temas y niveles geográficos. Por estas razones, los datos que constituyen la base empírica de este estudio provienen de las muestras de microdatos censales armonizadas, facilitadas por el proyecto IPUMS-International (Integrated Public Use Microdata Series) con sede en el Minnesota Population Center. El uso de esta fuente de información brinda la posibilidad de trabajar con datos previamente examinados con el fin de asegurar su integridad estructural y posibilitar la realización de estudios comparativos entre países, a través de un cuidadoso trabajo de recodificación y creación de variables técnicas siguiendo los estándares internacionales. Para el caso de Costa Rica, IPUMS-Internacional cuenta con la información de los censos de 1963, 1973, 1984 y 2000. Esta investigación va a tomar en cuenta la información de los tres últimos censos (1973, 1984 y 2000). Con la siguiente distribución muestral: Cuadro 2. Información muestral. Año

Densidad muestral

Hogares

Personas

De jure/De facto

1973

10%

36.323

186.762

De jure

1984

10%

56.186

241.220

De jure

2000

10%

106.973

381.500

De jure

Fecha 14-051973 11-061984 28-062000

Geografía

Cantón Cantón Cantón

Fuente: IPUMS-Internacional (2010).

12

El archivo de datos original cuenta con ochocientos mil registros. A partir de esta base, la población objeto de estudio escogida fueron las mujeres entre los 15-49 años, de nacionalidad costarricense. De acuerdo con esto y tomando en cuenta el cuadro 1, la muestra trabajada se redujo a 193.333 mujeres (41.430 para 1973, 59.394 para 1984 y 92.509 para el 2000) agrupadas según edades quinquenales, y lugar de residencia al momento de ser censadas,6 lo anterior para cada año.

3.2.

Introducción al método

La información sobre fecundidad obtenida en dichos censos, hace posible trabajar con métodos de estimación indirecta. Para el caso latinoamericano dos de los métodos más utilizados son: el método de los hijos propios y la familia de métodos tipo Brass basados en la comparación de la fecundidad de un período con la Paridez Media. Ésta familia está compuesta por cinco métodos cuya característica principal es utilizar información sobre todos los hijos nacidos vivos. Este tipo de información permite conocer la fecundidad agregada experimentada por una mujer a lo largo de su vida hasta el momento de la recolección de los datos. El número promedio de hijos nacidos vivos, obtenido al dividir el número de los hijos declarados entre el número de mujeres, es por lo tanto una medida de la fecundidad experimentada por una cohorte de mujeres. Una medida similar relativa a un período preciso puede derivarse a partir de tasas observadas de fecundidad específica por edad. Si estas tasas se acumulan desde la edad en la que empieza la procreación, teniendo en cuenta la amplitud del intervalo de edad al que se refieren, los resultados obtenidos pueden interpretarse como el número promedio de hijos que hubiera tenido una mujer si hubiera estado sujeta a esas tasas de fecundidad desde el principio de su vida reproductiva hasta el límite superior del último grupo de edad incluido en la acumulación (Naciones Unidas, 1986). Ahora bien, los métodos que conforman dicha familia son el método Paridez Fecundidad P/F basado en datos sobre todos los hijos nacidos vivos, el método P/F de los primeros nacimientos, el método P/F para una cohorte hipotética, el método P/F para una cohorte real y el método P/F para una cohorte hipotética usando registros de nacimientos. De los anteriores, en esta investigación se trabajará con el primero de ellos, el método P/F basado en datos sobre todos los hijos nacidos vivos. Éste toma lo mejor del censo al utilizar la información de la fecundidad retrospectiva y actual, mediante las preguntas: a) hijos nacidos vivos y, b) nacimientos de los últimos 12 meses,7 respectivamente. La disponibilidad de información sobre la fecundidad retrospectiva y la reciente, permite una eficaz comprobación de la consistencia de estas dos fuentes al poder 6

En este caso se agrupó a las mujeres según el cantón donde declararon su residencia al momento del censo. Administrativamente Costa Rica está dividida en siete provincias, ochenta y un cantones y cuatrocientos setenta distritos. No obstante es importante aclarar que aquellos cantones con menos de veinte mil personas fueron agrupados en una misma categoría. 7 En los censos de Costa Rica no se cuenta con esta pregunta, por lo tanto se identificó a los niños de cero años al momento del censo.

13

acumular las tasas recientes de fecundidad para compararlas con la paridez media. Tal comparación usa claramente tanto información relativa a cohortes como relativa a períodos, y resulta valiosa aun cuando no se espere que las dos sean consistentes debido a que la fecundidad no ha permanecido constante. Esta comparación de la fecundidad acumulada durante toda la vida con la fecundidad reciente puede también permitir un método de ajuste en casos en que los datos se encuentren distorsionados por errores típicos. La información sobre hijos nacidos vivos está muchas veces perturbada por omisiones, pero éstas omisiones, a veces de hijos que han fallecido o han abandonado el hogar paterno, son mayores en los datos relativos a mujeres de más edad. Las declaraciones de las mujeres más jóvenes, hasta 30 ó 35 años, son bastante más fiables (Naciones Unidas, 1986). La fecundidad reciente acumulada puede compararse con la fecundidad acumulada a lo largo de la vida por mujeres de menos de 30 ó 35 años con el fin de obtener un factor de ajuste para el nivel de las tasas de fecundidad reciente, que, una vez ajustadas, proporcionan una mejor estimación de la verdadera fecundidad reciente. Este ajuste será válido sólo si la fecundidad de las mujeres más jóvenes no ha cambiado apreciablemente. Asimismo, cuando se manejan datos clasificados por grupos quinquenales de edad, las tasas recientes de fecundidad acumuladas proporcionan una estimación del número promedio de hijos nacidos vivos de mujeres que han alcanzado el límite superior de cada grupo de edad, mientras que los datos de paridez suministran una estimación del número promedio de hijos nacidos vivos de mujeres cuyas edades varían a través de todo el rango cubierto por el grupo de edad. Por lo tanto, se requiere un proceso de interpolación para asegurar que las cifras cubran tramos de edad comparables (Naciones Unidas, 1986). Al trabajar con este método se supone que la fecundidad experimentada por las mujeres que mueren es la misma hasta la edad de su muerte que la de las mujeres que sobreviven. Así, el número promedio de hijos nacidos vivos es una medida de la fecundidad de la cohorte independiente de la mortalidad. Finalmente, la ventaja de la información obtenida por medio de la información de los hijos nacidos vivos radica en que al no depender de fechas no hay errores de datación. No obstante, conlleva los siguientes inconvenientes: 1) Los datos de hijos nacidos vivos no se refieren a un período de tiempo claramente definido por lo que no suministran información sobre las pautas o tendencias temporales de fecundidad. Ni sobre los años específicos en que se tienen los hijos. 2) La información al ser sustraída de forma numérica, da pie a errores relativamente mayores de los que ocurrirían si los datos fueron obtenidos por medio de Si/No preguntas, debido a que en la respuesta se ven excluidos los hijos nacidos muertos o las muertes fetales. En su aplicación práctica, las mujeres mayores de 35 años muchas veces olvidan incluir a los hijos que han abandonado el hogar y/o a los que han muerto. Otro error

14

que se produce es la inclusión de mortinatos (fetos nacidos muertos) o de muertes fetales tardías entre los hijos declarados. 3) Un tercer inconveniente se produce cuando se deja en blanco el espacio para registrar el número de hijos nacidos vivos en casos en que este número es cero; ya que durante la codificación dichos blancos se interpretan como falta de declaración. En tales circunstancias, la paridez media se vería sobrestimada si las mujeres tabuladas como casos sin declaración se sustraen del denominador. Si, por otro lado, las mujeres cuya paridez no se indicó no se excluyen, el denominador será demasiado grande, produciendo subestimaciones en la paridez media (Naciones Unidas, 1986).

3.3. Método Paridez Fecundidad P/F basado en datos sobre todos los hijos nacidos vivos El método P/F procura ajustar el nivel de las tasas observadas de fecundidad por edades, que se supone representan el verdadero patrón de la fecundidad, de acuerdo con el nivel de fecundidad indicado por la paridez media de mujeres en grupos de edad por debajo de los 30 ó 35 años, nivel que se supone es preciso (Naciones Unidas, 1986). Los valores de la paridez equivalente, F, comparables a la paridez media declarada, P; se obtienen a partir de las tasas de fecundidad reciente mediante acumulación e interpolación (estos valores son el promedio de la fecundidad acumulada hasta todas las edades que forman cada grupo). Los cocientes de la paridez media (P) respecto de la paridez equivalente estimada (F) se calculan para cada grupo de edad, y el promedio de los cocientes obtenidos para las mujeres más jóvenes se usa como factor de ajuste por el que se multiplican todas las tasas observadas de la fecundidad reciente (Naciones Unidas, 1986). Los cocientes P/F se calculan generalmente para todos los grupos de edad entre los 15 y 49 años aun cuando no todos los cocientes se usan para fines de ajuste. Esta práctica se recomienda porque el patrón de los cocientes con la edad puede revelar errores en los datos básicos o la existencia de cambios en la fecundidad. Datos empleados:  Hijos nacidos vivos clasificados por grupos quinquenales de edad de la madre.  Nacimientos en un año clasificados por grupos quinquenales de edad de la madre.  Mujeres por grupos quinquenales de edad.  Población total. Parámetros estimados:  

Tasas ajustadas de fecundidad específicas por edad. Fecundidad global ajustada.

15

3.3.1. Procedimiento de cálculo Para explicar el procedimiento del cálculo del método Paridez Fecundidad se tomaron los datos de la población femenina del cantón de San José, Costa Rica, para el año 1973. Se utilizó el mismo procedimiento para estimar los ISF de los sesenta cantones restantes para los tres años. Para identificar correctamente tanto el número de hijos nacidos vivos (paridez), como los nacimientos de los últimos doce meses, se siguieron los siguientes criterios: a) sólo se computaron los hijos naturales, excluyendo los hijos adoptados, identificándose los casos en los cuales la madre se reconoció como madrastra y, b) se identificaron los casos de partos múltiples. Posteriormente, se agruparon las mujeres en grupos quinquenales de edad, desde los 15 hasta los 49 años, asignando a cada grupo de edad la cantidad de hijos, tanto de los nacidos vivos, como los hijos tenidos el año anterior. Con estos datos se procedió a hacer el cálculo de la paridez media, dividiendo los hijos nacidos vivos entre la población total de mujeres, para cada grupo de edad. De igual manera, el ISF por edad, dividiendo esta vez los hijos nacidos vivos el año anterior entre la población total de mujeres. Luego se utilizó el método El-Brady para estimar la proporción de mujeres correspondientes a la categoría paridez no declarada que deberían haber sido clasificadas como sin hijos, con lo cual obtenemos un número ajustado de la población total de mujeres por grupo de edad. En seguida, calculamos la fecundidad acumulada multiplicando por cinco cada una de las tasas de fecundidad para cada grupo de edad. A partir de los datos obtenidos, la fecundidad preliminar y unos coeficientes previamente establecidos en el Manual X de Naciones Unidas (Naciones Unidas, 1986, p. 34) se procede a calcular la paridez equivalente. Es necesario, asimismo, calcular las tasas de fecundidad para grupos quinquenales de edad convencionales, utilizando para ello los coeficientes para el cálculo de factores de ponderación y las tasas de fecundidad preliminares. Entonces, para obtener el factor de ajuste dividimos la paridez media entre la paridez equivalente. Multiplicando el promedio del factor de ajuste obtenido de los grupos de edad 2, 3, y 4 (20-24, 25-29 y 30-34, respectivamente), por cada una de las tasas de fecundidad para grupos convencionales obtenemos las tasas de fecundidad ajustadas para cada grupo de edad. Finalmente, para obtener el ISF por cantón multiplicamos la sumatoria de dichas tasas por cinco. A continuación se explicarán los procedimientos de forma más detallada. 3.3.1.1.

Cálculo de la paridez media declarada

La paridez media declarada de mujeres en el grupo de edad i se denota por P(i). Su valor se obtiene dividiendo el número total de hijos nacidos vivos de mujeres en el grupo de edad i entre el número total de mujeres en este grupo de edad (ya sean casadas o solteras, fecundas o no).

16

Simbología utilizada: HNV(i): Número de hijos nacidos vivos tenidos por madres en el grupo de edad i. HNAA(i): Número de hijos nacidos vivos tenidos en el último año por madres del grupo de edad i. M(i): Número de mujeres en el grupo de edad i. Cálculo de la paridez media declarada, P(i): P(i)= HNV(i) M(i)

Cálculo de las tasas de fecundidad actual por edad, f(i): F(i):=HNAA(i) M(i) Cuadro 3. Cálculo de la paridez media y las tasas de fecundidad actual por edad, cantón de San José, Costa Rica, 1973. Grupo de edad

i

Total

HNV

HNVAA

P(i)

f(i)

15-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49

1 2 3 4 5 6 7

1416 1171 867 658 536 545 470

135 869 1458 1909 2045 2370 2024

51 156 93 62 37 14 3

0,0953 0,7421 1,6817 2,9012 3,8153 4,3486 4,3064

0,0360 0,1332 0,1073 0,0942 0,0690 0,0257 0,0064

Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-Internacional (2010).

Corrección de El-Brady para información sobre hijos nacidos vivos Con el fin de corregir las posibles subestimaciones o sobreestimaciones en la paridez media, consecuencia del registro equivocado de mujeres sin hijos en la categoría de paridez no declarada, El-Brady propuso un procedimiento para estimar la proporción de mujeres correspondientes a dicha categoría de “paridez no declarada”. Éste se basa en la alta correlación existente entre las proporciones de mujeres sin hijos y las proporciones en la categoría de “paridez no declarada” (Naciones Unidas, 1986). Para ello aplicamos la ecuación: NS(i)=

Z*(i)+

(1)

17

Donde: NS(i): es la proporción declarada de mujeres clasificadas en la categoría de paridez no declarada para un grupo de edad i. : es la proporción de mujeres que realmente no tienen hijos y que fueron clasificadas erróneamente como de “paridez no declarada”. Z*(i): es la proporción verdadera de mujeres sin hijos en el grupo de edad i. : es el verdadero nivel constante de paridez desconocida. Como Z*(i) de mujeres sin hijos generalmente se clasificará mal, se espera que en toda encuesta, incluso cuando no se produzca el error de codificación que se ha descrito, algunas mujeres sean clasificadas en la categoría de paridez no declarada. Generalmente, se trata de mujeres que no estaban presentes al momento de la entrevista y para las que el informante seleccionado no conocía el número verdadero de los hijos que habían tenido. En ese caso la proporción declarada en el grupo de edad i, Z(i), debe ser igual a: Z*(i)= Z(i)/(1.0-

(2)

Ahora sustituyendo la ecuación (2) en la ecuación (1) tenemos: NS(i)=[

/(1.0-  Z(i)+

O NS(i)= Z(i)+ donde: =(

(3) /(1.0- )

La ecuación (3) sugiere un método para estimar el verdadero valor de Z*(i): ajústese una línea a los puntos observados (Z(i), NS(i)) y estímese y β. Entonces la verdadera proporción de mujeres sin hijos es: Z*(i)=Z(i)+(NS(i)- ) Y puede obtenerse una estimación del error en la paridez cero, , mediante = /(1.0+ )

18

Datos requeridos: 1) Número de mujeres en la categoría de paridez cero (mujeres sin hijos) clasificadas por grupos quinquenales de edad. 2) Número de mujeres en la categoría “paridez no declarada”, clasificadas por grupos quinquenales de edad. 3) Número total de mujeres clasificadas por grupos quinquenales de edad. Procedimiento de cálculo 1) Cálculo de las proporciones con paridez no declarada. Si: FP(i) es el número total de mujeres en el grupo de edad i. FNS(i) es el número de mujeres cuya paridez no fue declarada y que corresponden al grupo de edad i. Entonces la proporción cuya paridez no fue declarada es: NS(i)= FNS(i)/ FP(i)

(4)

2) Cálculo de las proporciones de mujeres sin hijos Si: FZ(i) es el número declarado de mujeres sin hijos en el grupo de edad i. FP(i) es el número total de mujeres en el grupo de edad i. Entonces la proporción de mujeres sin hijos es: Z(i)= FZ(i)/ FP(i) 3) Estimación de los parámetros

(5) y .

Una vez calculadas las proporciones de mujeres cuya paridez no fue declarada y las de mujeres sin hijo, deben graficarse los puntos (Z(i), NS(i)). Si siguen aproximadamente, se justifica el uso de este método de ajuste. Cuando los puntos representados coincidan más o menos con los de una recta, se procede al cálculo de los valores de sus parámetros. 4) Cálculo de las proporciones verdaderas de mujeres sin hijos. Como indica la ecuación (3) la verdadera proporción de mujeres sin hijos, Z*(i) es igual a la suma de la proporción declarada de mujeres sin hijos, Z(i), y de la desviación de la proporción registrada de paridez no declarada respecto del verdadero nivel constante, esto es, (NS(i)- ). Por tanto, una vez obtenida β, el cálculo de Z*(i) es inmediato. Una vez obtenidos los valores estimados de Z*(i),

19

puede calcularse el número verdadero de mujeres sin hijos, FZ*(i), como el producto de cada Z*(i) por la población femenina del grupo de edad i, FP(i). 5) Cálculo de denominadores para la estimación de la paridez media. Sea FP*(i) el número de mujeres cuya paridez se supone conocida después de haber estimado la verdadera proporción de mujeres sin hijos. Entonces: FP*(i)=(1.0- ) FP(i) Ya que, según el modelo presentado anteriormente, el verdadero nivel de no respuesta es el valor estimado de . Cuando se usan datos sobre hijos nacidos vivos para estimar la fecundidad indirectamente por los métodos descritos en los párrafos anteriores debe calcularse la paridez media de las mujeres del grupo de edad i usando FP*(i) como denominador, en vez del número declarado, FP(i).

20

Cuadro 4. Datos ajustados según el método El-Badry para la información sobre hijos nacidos vivos, cantón de San José, Costa Rica, 1973. Grupo de edad

i

15-19

1

1416

1300

20-24

2

1171

25-29

3

30-34

FP(i)

FZ(i)

FNS(i)

Z(i)

NS(i)

FP*(i)

8

0,9181

0,0056

1405

654

8

0,5585

0,0068

1162

867

258

2

0,2976

0,0023

860

4

658

105

0

0,1596

0,0000

653

35-39

5

536

77

4

0,1437

0,0075

532

40-44

6

545

77

0

0,1413

0,0000

541

45-49

7

470

86

1

0,1830

0,0021

466

0,001640

Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-International (2010).

21

3.3.1.2.

Cálculo de tasas de fecundidad preliminares a partir de información sobre nacimientos en el año anterior o a partir de nacimientos registrados.

La tasa de fecundidad de las mujeres en el grupo de edad i se denota por f (i). Este valor se calcula para cada i dividiendo el número de nacimientos ocurridos a mujeres del grupo de edad i durante el año anterior a la entrevista entre el número total de mujeres (sin hijos o con ellos, casadas o no) en ese grupo de edad. En el caso de nacimientos registrados, los nacimientos por grupos de edad ocurridos durante un año de calendario deben dividirse por una estimación de la población femenina en los grupos de edad correspondientes a mediados del año dado (usualmente obtenida a partir de un censo). Ver cuadro 4. 3.3.1.3.

Cálculo de la fecundidad acumulada para el año considerado.

Para calcular la fecundidad acumulada, denotada por  (i), se suman las tasas de fecundidad calculadas en el paso 2, empezando por f (1) y terminando con f (i). El valor de esta suma multiplicado por cinco es una estimación de la fecundidad acumulada hasta el límite superior del grupo de edad i. La definición formal de  (i) es:

 (i)=5

(A.1)

Cuadro 5. Cálculo de la fecundidad acumulada, cantón de San José, Costa Rica, 1973. Grupo de edad

i

15-19

Total

HNV

HNVAA

P(i)

f(i)

 (i)

1

1416

135

51

0,0953

0,0360

0,1801

20-24

2

1171

869

156

0,7421

0,1332

0,8462

25-29

3

867

1458

93

1,6817

0,1073

1,3825

30-34

4

658

1909

62

2,9012

0,0942

1,8536

35-39

5

536

2045

37

3,8153

0,0690

2,1988

40-44

6

545

2370

14

4,3486

0,0257

2,3272

45-49

7

470

2024

3

4,3064

0,0064

2,3591

Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-Internacional (2010).

3.3.1.4.

Estimación de la paridez equivalente para un período.

La paridez equivalente, F (i), se estima por interpolación usando las tasas de fecundidad preliminares f (i) y los valores de la fecundidad acumulada  (i) calculados en los pasos previos. Coale y Trussell proponen ajustar un polinomio de segundo grado a cada tres valores consecutivos de  (i) y estimar la paridez equivalente de mujeres en el grupo de edad intermedio mediante el cálculo de la integral del polinomio; en una aplicación real, F (i) se obtiene como sigue:

22

F (i)=  (i-1)+af (i)+ bf (i+1)

(A.2)

Donde a y b son constantes cuyos valores figuran en el cuadro 3. Para i =1, 2, …, 6. F (7) se obtiene así: F (7)=  (6)+a*f (6)+ b*f (7)

(A.3)

Y los valores a y b también figuran en el cuadro 3. Un procedimiento algo más preciso se basa en el principio general en el que se funda la ecuación (A.2), pero permite a las constantes a y b variar con i. La ecuación de interpolación usada es: F (i)=  (i-1)+a (i)f (i)+ b (i)f (i+1)+ c(i) (7)

(A.4)

Donde: c (i) (7) es un coeficiente estimado, c(i), ponderado por la tasa observada de fecundidad global,  (7). Los valores de los parámetros a, b y c se estimaron usando la regresión por mínimos cuadrados para ajustar la ecuación (A.4) a un gran número de casos simulados con base en el modelo de fecundidad de Coale- Trussell. Cuadro 6. Coeficientes para interpolar la fecundidad acumulada a fin de estimar la paridez equivalente. Grupo de edad 15-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49

i 1 2 3 4 5 6 7

a(i) 2,531 3,321 3,265 3,442 3,518 3,862 3,828

Coeficientes b(i) -0,188 -0,754 -0,627 -0,563 -0,763 -2,481 0,016

c(i) 0,0024 0,0161 0,0145 0,0029 0,0006 -0,0001 -0,0002

Fuente: Tomado de (Naciones Unidas, 1986, p. 34).

23

Cuadro 7. Cálculo de la paridez equivalente, cantón de San José, Costa Rica, 1973.

Grupo de edad

i

f(i)

(i)

15-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44

1 2 3 4 5 6

0,0360

0,1801

45-49

7

0,1332 0,1073 0,0942 0,0690 0,0257 0,0064

0,8462 1,3825 1,8536 2,1988 2,3272 2,3591

Coeficientes a(i) 2,531 3,321 3,265 3,442 3,518 3,862

b(i)

Paridez equivalente c(i)

-0,188 0,0024 -0,754 0,0161 -0,627 0,0145 -0,563 0,0029 -0,763 0,0006 -2,481 -0,0001

3,828 0,016ª -0,0002

F(i) 0,0717 0,5789 1,1709 1,6747 2,0783 2,2819 2,3929

ª Este coeficiente se multiplica por f (i-2), no por f (i+1), esto es, por f (6) en lugar de f (8). Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-International (2010).

3.3.1.5.

Cálculo de tasas fecundidad para grupos quinquenales de edad convencionales.

Cuando las tasas de fecundidad por edad se han calculado a partir de nacimientos en un período de 12 meses clasificados por la edad de la madre al final del período, corresponden a grupos de edad no convencionales desplazados seis meses. Se pueden estimar tasas de fecundidad para grupos de edad convencionales de cinco años ponderando las tasas relativas a los grupos de edad no convencionales utilizando las siguientes ecuaciones y los coeficientes del cuadro 8. f +(i)=(1-w (i-1)) f (i)+w (i) f (i+1)

(A.5)

donde f (i) y f +(i) son respectivamente las tasas de fecundidad por edades desplazadas y convencionales; y el factor de ponderación, w (i), se calcula así: w (i)= x (i)+ y (i) f (i)/(i)+ z (i) f (i+1)/(i)

(A.6)

24

Cuadro 8. Coeficientes para el cálculo de factores de ponderación con el fin de estimar las tasas de fecundidad por edades para grupos de edad convencionales a partir de grupos de edad desplazada. Grupo de edad 15-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44

i 1 2 3 4 5 6

Coeficientes ponderadores de grupos de edad desplazados 6 meses x(i) y(i) z(i) w(i) 0,0310 2,2870 0,1140 0,0310 0,0680 0,9990 -0,2330 0,0680 0,0940 1,2190 -0,9770 0,0940 0,1200 1,1390 -1,5310 0,1200 0,1620 1,7390 -3,5920 0,1621 0,2700 3,4540 -21,4970 0,2699

Fuente: Tomado de (Naciones Unidas, 1986, p. 34).

Los valores de x(i), y(i) y z(i) se obtuvieron ajustando la ecuación (A.6) por regresión aplicada a los mismos casos simulados usados para obtener los coeficientes que se presentan en el cuadro 8. No se necesita factor de ponderación para i=7, ya que se supone que la procreación cesa después de los 50 años; y f+(7), por tanto, es igual a (1-w (6)) f(7). Los nacimientos declarados por mujeres menores de 15 años se pueden incluir entre los declarados por mujeres de 15-19 años. Cuadro 9. Cálculo de tasas de fecundidad para grupos quinquenales de edad convencionales, cantón de San José, Costa Rica, 1973.

Grupo de edad

i

f(i)

w(i)

15-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49

1 2 3 4 5 6 7

0,0360 0,1332 0,1073 0,0942 0,0690 0,0257 0,0064

0,0731 0,1146 0,1107 0,1207 0,1740 0,2491

Tasas de fecundidad para grupos convencionales de edad f+(i) 0,0458 0,1358 0,1054 0,0921 0,0652 0,0228 0,0048

Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-International (2010).

3.3.1.6.

Ajuste de las tasas de fecundidad de un período.

Con las cantidades a que se ha llegado en los pasos 1 a 4, se calculan los cocientes P(i)/F(i). Teóricamente, tales cocientes deberían ser bastante similares para diferentes valores de i, aunque si las mujeres de más edad omiten de modo creciente a hijos que han tenido, los cocientes tenderán a disminuir cuando la edad aumente (especialmente por encima de 30 ó 35 años). En la práctica, sin embargo, distan a menudo de ser constantes, incluso por debajo de los 35 años; y se puede estar satisfecho si P(2)/F(2) y P(3)/F(3) son razonablemente consistente. Si tal es el caso puede utilizarse cualquiera de los dos como factor de

25

ajuste de las tasas de fecundidad de período. Si no son casi idénticas, se recomienda usar una media ponderada de los dos (usando como ponderaciones el número de mujeres en los grupos de edad 20 a 24 y 25 a 29 en proporción a todas las mujeres de 20 a 29 años), o aún un simple promedio no ponderado de ellos. En este caso se hizo la ponderación para los grupos de edad 20-24, 25-29 y 30-34. Cuadro 10. Cálculo del factor de ajuste, cantón de San José, Costa Rica, 1973. Grupo de edad

i

P(i)

15-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49

1 2 3 4 5 6 7

0,0953 0,7421 1,6817 2,9012 3,8153 4,3486 4,3064

Paridez equivalente F(i) 0,0717 0,5789 1,1709 1,6747 2,0783 2,2819 2,3929

P(i)/F(i) K(i) 1,3301 1,2818 1,4362 1,7324 1,8358 1,9057 1,7997 1,4835

ªEste valor representa el factor de ajuste. Se obtuvo de la ponderación de P(2)/F(2), P(3)/F(3) y P(4)/F(4). Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-International (2010).

Una vez seleccionado el factor de ajuste (que se denota por K), se calculan las tasas de fecundidad ajustada multiplicando por él las tasas de fecundidad para los grupos de edad convencionales, f+(i), cuando las tasas se refieran originalmente a grupos de edad desplazados seis meses: f * (i)= Kf+(i)

(A.7)

Cuadro 11. Tasas de fecundidad ajustadas, cantón de San José, Costa Rica, 1973. P(i)/F(i)

Grupo de edad

i

15-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49

1 2 3 4 5 6 7

K(i) 1,3301 1,2818 1,4362 1,7324 1,8358 1,9057 1,7997 1,4835

Tasas de fecundidad para grupos convencionales de edad f+(i) 0,0458 0,1358 0,1054 0,0921 0,0652 0,0228 0,0048

Tasas de fecundidad ajustadas f*(i) 0,0554 0,1644 0,1276 0,1116 0,0789 0,0276 0,0058 2,8571

Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-International (2010).

26

Una vez disponibles todos los valores de f*(i), se puede calcular la fecundidad global, TF, que se define como: TF=5

(A.8)

En este caso sería el último valor de la columna Tasas de fecundidad ajustadas del cuadro 11. Los procedimientos explicados líneas atrás se calculan para cada uno de los cantones, para los tres años censales del estudio. De esta manera obtenemos las tasas generales de fecundidad corregidas, que nos permiten analizar los cambios en la fecundidad de las mujeres costarricenses, así como comparar su tendencia a lo largo de los años. Finalmente, con el interés de comprobar la bondad del método Paridez Fecundidad, se estimó, el ISF a nivel nacional para los tres años. La intención era comparar el resultado obtenido con la información brindada por el Centro Centroamericano de Población (CCP).8 Teniendo un resultado aceptable a nivel nacional supondríamos que los cálculos hechos a nivel cantonal serían confiables. De igual manera, y como el cálculo de la probabilidad de agrandamiento de la familia permite estimar un ISF, también comparamos este dato con el oficial, obteniendo los siguientes resultados: Cuadro 12. Comparación entre ISF, según información estimada y año. Método Cifra oficial P/F Probabilidad Agrandamiento

1973 4,10 4,29 6,46

1984 3,42 3,69 5,67

2000 2,41 2,61 3,53

Como podemos observar, la diferencia, entre la cifra oficial y la estimada mediante el método Paridez Fecundidad, tiene diferencias mínimas: 0.19, 0.26, 0.20 hijos, respectivamente, entre una y otra. Con este resultado se puede asegurar su confiabilidad para estimar el ISF. Contrario a esto, con el cálculo del ISF mediante la probabilidad de agrandamiento de la familia, obtuvimos diferencias considerables: 2.36, 2.25, 1.13; por lo cual, esta probabilidad para el ISF necesita de un ajuste para que los resultados sean confiables.

8

El Centro Centroamericano de Población (CCP) tiene un área de acción multidisciplinaria en la investigación, capacitación y diseminación de información en población con un ámbito Centroamericano. Asimismo, es un centro regional de excelencia para el estudio y capacitación en población en América Latina http://ccp.ucr.ac.cr/.

27

4.

RESULTADOS OBTENIDOS

Este apartado mostrará los resultados obtenidos con la aplicación del método Paridez Fecundidad, así como del cálculo de la probabilidad de agrandamiento de la familia. Con la ayuda de mapas mostraremos la distribución por cantones del ISF para cada año censal. Asimismo, los cambios en el tiempo entre dichos años, comparando 1973 con 1984 y 1984 con el 2000. La relación entre dichos índices y los años de escolaridad de la madre por cantón para cada año se mostrarán, de igual manera, con tres mapas. Finalmente, se expondrán las probabilidades de agrandamiento de la familia a nivel provincial. Mapa 1. Distribución por cantones del ISF estimado. Costa Rica, 1973.

ISF Estimado Año: 1973 1.00 - 2.10 2.10 - 2.50 2.50 - 3.00 3.00 - 3.50 3.50 - 4.00 4.00 - 5.00 5.00 - 6.00 6.00 - 7.00 7.00 - 8.00 8.00 - 10.00

Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-International (2010).

28

Para esto, los mapas 1, 2 y 3 contienen la información de los ISF estimados por cantones para cada uno de los años censales. Clasificados según una escala (igual para los tres años) en la cual, los cantones con más alta fecundidad están representados con los colores más oscuros, y conforme estos se van esclareciendo la fecundidad va disminuyendo. Con el mapa 1 podemos notar dos patrones. Primero, el observado para el interior del país. Los cantones con baja fecundidad son las más urbanizados y cercanos a la capital, donde el desarrollo económico, político y social se llevó a cabo de primero, presentando valores considerablemente bajos en cuanto a la fecundidad, entre los 2.10 y 3.50 hijos por mujer. En las zonas costeras y fronterizas, más alejadas de los polos de desarrollo económico y social, notamos el segundo patrón, con tasas de fecundidad más elevadas. Con respecto a los otros cantones, podemos ver que más del 50% tenían, de igual forma, ISF elevados, entre los 4 y 7 hijos. El cantón con el ISF más bajo es el cantón de Moravia con 2.48 hijos, siendo el de mayor fecundidad Matina, con 8.03 hijos. Estos cantones corresponden a las provincias de San José y Limón, la de mayor y menor desarrollo económico, respectivamente. Los cantones de alta fecundidad (entre los 7.00-8.00 hijos), ubicados en la zona costera del Pacífico (al suroeste del país) corresponden a la agrupación de los cantones de Parrita, Montes de Oro y Garabito, con menos de 20.000 personas. Al igual, los cantones de la provincia de Guanacaste: Tilarán, Nandayure, La Cruz, Hojancha, Bagaces y Abangares (al noroeste), que además de ser cantones costeros son rurales, esto podría explicar la alta fecundidad.

29

Mapa 2. Distribución por cantones del ISF estimado. Costa Rica, 1984.

ISF Estimado Año: 1984 1.00 - 2.10 2.10 - 2.50 2.50 - 3.00 3.00 - 3.50 3.50 - 4.00 4.00 - 5.00 5.00 - 6.00 6.00 - 7.00 7.00 - 8.00 8.00 - 10.00

Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-International (2010).

Para 1984, como lo muestra el mapa 2, hay una disminución del ISF. Cincuenta y dos cantones tienen entre 3 y 5 hijos. Lo cual equivale aproximadamente una disminución de 2 hijos, en comparación con el mapa 1. Esto quiere decir, no sólo, que los treinta y nueve cantones que en 1973 tenían un ISF entre los 4-7 hijos lo disminuyeron hasta 3-5 hijos, sino también, que otros trece cantones con índices más altos lograron disminuir su fecundidad a esos valores. Al interior del país, los cantones: Barva y Santa Bárbara, de la provincia de Heredia, se encuentran, asimismo, en la categoría 4.00-5.00 hijos. Tienen ISF altos si los comparamos con el mapa anterior. No obstante, el cantón de Santo Domingo, de la misma provincia, presenta el ISF más bajo para todo el país, 2.73. De la provincia de Alajuela, es el cantón de Upala el que presenta el ISF más alto

30

con 6.63 hijos, éste último, rural y de zona fronteriza con bajos niveles educativos. (Ver anexo 1. Mapa A1). En general los valores para 1984 se encuentran entre los 2.5 y 7 hijos, esto quiere decir que para este año prácticamente no se presentan valores de ocho hijos promedios a nivel cantonal. Mapa 3. Distribución por cantones del ISF estimado. Costa Rica, 2000.

ISF Estimado Año: 2000 1.00 - 2.10 2.10 - 2.50 2.50 - 3.00 3.00 - 3.50 3.50 - 4.00 4.00 - 5.00 5.00 - 6.00 6.00 - 7.00 7.00 - 8.00 8.00 - 10.00

Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-International (2010).

Coincidiendo con el patrón de disminución observado en el mapa 2. Para el año 2000, como lo muestra el mapa 3, casi el 100% de los cantones se encuentran entre los valores 1-3.5 hijos. Siguen mostrando una alta fecundidad los cantones fronterizos, con Panamá (al sur del país), Talamanca, Buenos Aires y Coto Brus, de igual manera, el cantón de Upala, que limita con Nicaragua (al norte), y los cantones agrupados para la provincia de San José y Puntarenas. Para este año, es nuevamente Moravia el cantón con menor ISF con 1.51 hijos. El de más alta 31

fecundidad, en este caso, es el cantón de Buenos Aires de Puntarenas (en el pacífico del país) con casi cuatro hijos (3.96). Región con niveles de educación entre los 5 y 7 años de escolaridad; sin embargo, este es uno de los cantones con menor escolaridad de la provincia con valores entre los 4 y 5 años de escolaridad. Nuevamente son los cantones del centro del país los que presentan los niveles más bajos de fecundidad, clasificados en la categoría 1.00-2.10 hijos. El mapa 4 (mapas 4a y 4b), contiene la información de los ISF por cantones, con la intención de mostrar, de forma comparativa, la reducción de estos entre un año y otro, 1973-1984 y 1984-2000. Los dos colores más oscuros representan la disminución, entre uno y otro año, más significativa; de los tres restantes, los dos más tenues representan disminuciones más moderadas, siendo los cantones clasificados con el color más claro aquellos que implican un aumento. Como lo muestra el mapa 4a, el mayor cambio se presenta en los cantones de Matina y El Guarco, con una disminución mayor a los tres hijos. Sin embargo, más de la mitad de los cantones se encuentran clasificados en las categorías: 0-1 y 1-2, esto nos hace pensar en un cambio moderado en los niveles de fecundidad. En las dos categorías que implican una mayor disminución, solamente se encuentran 9 de los 61 cantones. En el mapa 4a es interesante ver cómo conforme nos vamos acercando al centro del país la disminución se va tornando poco significativa. Propiamente en el interior del país, contrario a lo que se podría esperar, se produce un aumento. Para explicar esto, debemos tener en cuenta que para 1973, estos cantones tenían un ISF más bajo con respecto a otras regiones, por lo tanto, resultará menos significativa la disminución que se dé. Además de esto, también podrían estar influyendo los flujos migratorios internos entre el campo y la ciudad. El mapa 4b deja ver como más del 50% de los cantones presentan una reducción de 1-2 hijos, en la zona norte del país, la costa caribeña, y el interior. Los cantones de la costa pacífica presentan una disminución mínima (0-1), no obstante el cantón de Osa disminuye su fecundidad en 2.02 hijos. Para estos años la mayor disminución se registra en el cantón de Mora, provincia de San José, con 3.08 hijos, cantón con características rurales, siendo unos de los menos desarrollo de esta provincia. En términos generales, si prestamos atención a los dos mapas, las mayores reducciones ocurren en las zonas que antes poseían las tasas más elevadas: zonas fronterizas y costeras, que tradicionalmente han tenido los menores niveles de desarrollo. En el mapa 4b, ya los patrones se van difuminando cada vez más.

32

Mapa 4. Reducción del ISF por cantones para los años 1973-1984, 1984-2000. Costa Rica.

Reducción ISF Estimado

Reducción ISF Estimado

1984 -2000

1973-1984

Fuente:

>3

>3

2-3

2-3

1-2

1-2

0-1

0-1

Aumento del ISF

Aumento del ISF

Elaboración

propia,

con

base

en

IPUMS-International

(2010).

33

Mapa 5. Relación entre ISF y los años de escolaridad, Costa Rica, cantones, 1973.

Gráfico A1. Relación entre ISF y los años de escolaridad. 9,00 8,00 7,00

6,00 ISF 5,00 4,00 3,00

2,00

ISF Estimado Año: 1973

1,00

Años de escolaridad

2,0

3,0

4,0

5,0

6,0

7,0

8,0

9,0

10,0

11,0

12,0

Años de escolaridad

1.00 - 2.10 2-4

2.10 - 2.50 4-5

2.50 - 3.00 5-6

3.00 - 3.50 6-8

3.50 - 4.00 4.00 - 5.00 5.00 - 6.00 6.00 - 7.00 7.00 - 8.00 8.00 - 10.00

Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-International (2010).

34

Mapa 6. Relación entre ISF y los años de escolaridad. Costa Rica, cantones, 1984.

Gráfico A2. Relación entre ISF y los años de escolaridad. 9,00 8,00 7,00

6,00 ISF 5,00 4,00 3,00

2,00

ISF Estimado Año: 1984

1,00

Años de escolaridad

2,0

3,0

4,0

5,0

6,0

7,0

8,0

9,0

10,0

11,0

12,0

Años de escolaridad

1.00 - 2.10 4-5

2.10 - 2.50 5-6

2.50 - 3.00 6-7

3.00 - 3.50

7 - 10

3.50 - 4.00 4.00 - 5.00 5.00 - 6.00 6.00 - 7.00 7.00 - 8.00 8.00 - 10.00

Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-International (2010).

35

Mapa 7. Relación entre ISF y los años de escolaridad. Costa Rica, cantones, 2000.

Gráfico A3. Relación entre ISF y los años de escolaridad. 9,00 8,00 7,00

6,00 ISF 5,00 4,00 3,00

2,00

ISF Estimado Año: 2000

1,00

Años de escolaridad

2,0

3,0

4,0

5,0

6,0

7,0

8,0

9,0

10,0

11,0

12,0

Años de escolaridad

1.00 - 2.10 5-7

2.10 - 2.50 7-8

2.50 - 3.00 8-9

3.00 - 3.50

9 - 12

3.50 - 4.00 4.00 - 5.00 5.00 - 6.00 6.00 - 7.00 7.00 - 8.00 8.00 - 10.00

Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-International (2010).

36

Los mapas 5, 6 y 7 representan los ISF y los años de escolaridad para cada ronda censal. Con respecto a los ISF, los colores más oscuros representan los cantones con alta fecundidad, conforme estos se van esclareciendo la fecundidad va disminuyendo (se mantiene la misma leyenda para los tres años). En relación con los años de escolaridad, se mantiene el mismo trazado pero cambia la cantidad de años, al aumentar para cada año censal. Entonces, a un mayor tramado corresponden mayores años de escolaridad, siendo la casilla vacía la que representa menor escolaridad. Para entender mejor el vínculo entre los ISF y los años de escolaridad, al lado de cada mapa se encuentra un gráfico de dispersión, donde se ve claramente la relación negativa entre ambas variables, lo que quiere decir que a mayor cantidad de años de escolaridad menor cantidad de hijos. En el centro del país se encuentran las madres con más años de escolaridad. Siendo las regiones con menos escolaridad las zonas fronterizas. Hay un patrón en los años de escolaridad, quienes tienen menos escolaridad en 1973, la continúan teniendo en 1984 y 2000. Es claro como las regiones fronterizas y costeras del Pacífico central y sur, tienen los años de escolaridad más bajos, pero no así los cantones del Pacífico Norte (provincia de Guanacaste): Santa Cruz, Liberia y Carrillo, éstos mantienen años de escolaridad de los más altos en los 3 años, alcanzando para 1984 valores similares a los cantones de la capital. A pesar de lo anterior, el ISF se mantiene en niveles elevados entre los 2.00-5.00 hijos.

37

Gráfico 1. Probabilidad de agrandamiento de la familia, según provincias, Costa Rica.

San José

Alajuela

1,20

1,20

1,00

1,00

0,80

0,80

0,60

0,60

0,40

0,40 0,20

0,20 a0

a1

a2

a3

a4

a5

a0

a6+

a1

1973 1984 Fuente: Elaboración propia.2000

a2

1973

a3

1984

a4

a5

a6+

a5

a6+

a5

a6+

2000

Heredia

Cartago 1,20

1,20

1,00

1,00

0,80

0,80

0,60

0,60

0,40

0,40

0,20

0,20

a0

a1

a2 1973

a3 1984

a4

a5

a6+

a0

a1

2000

a2 1973

Guanacaste

a3 1984

a4 2000

Puntarenas

1,20

1,20

1,00

1,00

0,80

0,80

0,60

0,60

0,40

0,40

0,20

0,20 a0

a1

a2

1973

a3

1984

a4

a5

a6+

a0

a1

2000

a2

1973

a3

1984

a4

2000

Limón 1,20 1,00 0,80 0,60 0,40 0,20 a0

a1

a2

1973

a3

1984

a4

a5

a6+

2000

Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-International (2010).

38

Con la intención de observar las pautas reproductivas de las mujeres costarricenses para los tres años censales, se calculó la probabilidad de agrandamiento de la familia para las siete provincias de Costa Rica. Ésta permite conocer la probabilidad de tener un hijo, cuando ya se tuvo uno. En esta investigación se agruparon las mujeres de más de seis hijos en la categoría de a6+. En términos generales, la probabilidad de las mujeres de no tener hijos se mantiene constante a lo largo de los tres años en las siete provincias, entre 3% y 15%. Probabilidad bastante baja, esto quiere decir que en los tres años la mayoría de las mujeres tuvo al menos un hijo. Llama la atención la provincia de Alajuela, donde ésta es igual para los tres años. Es evidente la falta de control de la natalidad para 1973. En 1984, en las provincias de San José, Heredia, Guanacaste y Puntarenas la pendiente cae al cuarto hijo, suponemos que esta situación se debe al uso de anticonceptivos. Para ambos años la probabilidad de tener un siguiente hijo está entre un ochenta y un cien por ciento, demostrando una alta fecundidad. Sin embargo, en las provincias de Limón, Alajuela y Cartago la curva se mantiene muy similar en ambos períodos, una vez tenido el primer hijo las probabilidades de tener los siguientes se mantienen altas y constantes. En las siete provincias, para el año 2000, se da una caída pronunciada al tercer hijo. La probabilidad de tener un cuarto hijo en comparación con la probabilidad de tener el primero disminuye entre un 20% y un 30%. No obstante, es de notar como las provincias cercanas al centro del país, Alajuela (64%), Cartago (64%), Heredia (53%) y San José (58%), presentan probabilidades menores de tener el cuarto hijo, frente a las provincias costeras y fronterizas, Guanacaste (72%), Puntarenas (77%) y Limón (74%). Teniendo menor probabilidad Heredia y mayor Puntarenas. A pesar de ésta diferencia es evidente el interés por la reducción de las familias. A partir de la caída al tercer hijo, las probabilidades de tener hasta un sétimo se mantienen en un 50% aproximadamente.

39

5.

CONCLUSIONES

El desarrollo económico, político, social y cultural en el país, entre otras consecuencias, ha dado como resultado espacios cotidianos más inclusivos para las mujeres, como los lugares de trabajo, centros de estudio, de salud, entre otros. Esto ha tenido repercusiones en la fecundidad. La disminución en los ISF, a partir de 1973 y hasta el 2000 fue de gran importancia a nivel nacional, sin embargo, a nivel cantonal, existió una mayor heterogeneidad, pues hubo cantones que redujeron mucho sus tasas, mientras que otros lo hicieron en menor medida. En 1973 es evidente como los cantones cercanos a la capital San José, tenían niveles de fecundidad bajos; y a pesar, de que los otros cantones mantenían niveles altos, podemos notar como los de mayor ISF se encontraban en las zonas costeras y fronterizas. Para 1984, lo anterior es difícil de notar, puesto que el 85% de los cantones tenían valores entre los 3 y 5 hijos, demostrando una gran homogeneidad, debido a la disminución llevada a cabo desde 1973 por el uso de anticonceptivos. En el 2000, casi el 100% de los cantones se encontraban entre los valores 1.003.5 hijos. Para este año, los cantones fronterizos con Panamá (al sur del país): Talamanca, Buenos Aires y Coto Brus; además, de Upala, que limita con Nicaragua (al norte), y Siquirres (al noreste del país) denotan una alta fecundidad con valores entre 3.50-4.00 hijos. Por lo tanto, es posible ver un patrón, notado también en 1973, de baja fecundidad en la zona central del país, zona en términos económicos, más desarrollada, y alta fecundidad en las regiones fronterizas y cantones todavía considerados rurales. Así, la disminución rápida y sostenida identificada a partir de los sesentas, con base en los ISF obtenidos en esta investigación, podríamos suponer que tuvo impacto en el centro del país (veinte cantones, prácticamente la tercera parte, tenían valores entre los 2.1-4.00 hijos en 1973), pero no así en los otros cantones. La disminución de la fecundidad para 1973 no se había expandido de forma homogénea en el país. También, se pone en evidencia la condición de ruralidad de la mayoría del territorio. El desarrollo de Costa Rica en este momento estaba muy concentrado al interior, en detrimento de otras zonas. El cambio notado en 1984 respecto a 1973, pudo estar influenciado con el inicio, a finales de los sesentas, de charlas, campañas radiales y en periódicos, sobre los anticonceptivos, en especial de la píldora anticonceptiva, promovida por instituciones privadas y estatales. En 1966 se dio la creación de la Asociación Demográfica Costarricense (ADC), una de las instituciones privadas de más importancia en el tema de la planificación familiar en Costa Rica. Dos años más tarde se instaura el Programa de Planificación Familiar de la Caja Costarricense del Seguro Social (CCSS), que por medio de las Unidades Sanitarias daban

40

charlas para dar a conocer los anticonceptivos, promover la salud de la madre, antes, durante y después del embarazo, y del niño. Sin embargo, con los datos obtenidos con el cálculo de la probabilidad de agrandamiento de la familia, nos damos cuenta que el control de la natalidad, probablemente por medio de anticonceptivos, se universaliza para el 2000, llevándose a cabo el proceso entre 1984 y 2000, puesto que para 1973 es evidente la falta de control de la natalidad.

41

6.

BIBLIOGRAFÍA

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42

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ANEXO 1 Mapa A1. Provincias y cantones de Costa Rica.

Fuente: Tomado de http://www.mapasdecostarica.info/atlascantonal/mapas/costa_rica1.gif

44

ANEXO 2 Cuadro A1. Base de datos del ISF según cantón y año. PROVINCIA San José San José San José San José San José San José San José San José San José San José San José San José San José San José San José San José Alajuela Alajuela Alajuela Alajuela Alajuela Alajuela Alajuela Alajuela Alajuela Alajuela Cartago Cartago Cartago Cartago Cartago Cartago Cartago Heredia Heredia Heredia Heredia Heredia Heredia Heredia

CÓDIGO 101 102 103 104 106 107 108 109 110 111 113 114 115 118 119 199 201 202 203 205 206 207 208 210 213 299 301 302 303 305 307 308 399 401 402 403 404 405 409 499

CANTÓN San José Escazú Desamparados Puriscal Aserri Mora Goicoechea Santa Ana Alajuelita Vásquez de Coronado Tibás Moravia Montes de Oca Curridabat Pérez Zeledón Cantones < 20.000 Alajuela San Ramón Grecia Atenas Naranjo Palmares Póas San Carlos Upala Cantones < 20.000 Cartago Paraíso La Unión Turrialba Oreamuno El Guarco Cantones < 20.000 Heredia Barva Santo Domingo Santa Bárbara San Rafael San Pablo Cantones < 20.000

1973 2,86 3,62 3,93 4,24 5,17 5,91 3,22 4,36 4,51 4,21 3,42 2,48 2,60 2,97 6,56 5,37 3,50 4,66 4,03 3,58 3,07 3,26 5,19 5,61 6,76 4,59 3,38 4,73 4,83 4,36 4,99 6,90 6,53 2,98 3,09 2,84 3,74 2,73 4,32 5,57

1984 2,93 3,15 3,67 3,78 3,56 5,33 3,68 4,05 2,85 2,91 3,35 3,07 2,91 3,35 4,90 4,26 2,91 3,51 4,35 3,10 4,62 3,23 4,49 4,33 6,63 4,32 3,70 3,53 3,20 3,49 4,02 3,57 4,14 3,39 4,02 2,73 4,09 3,40 3,84 4,17

2000 2,00 2,58 2,61 2,78 2,80 2,25 2,00 2,70 2,70 2,15 1,63 1,51 1,93 1,93 3,59 3,20 2,49 3,03 2,61 1,86 2,53 1,93 2,75 2,92 3,79 2,88 2,08 3,11 2,26 2,36 2,73 2,98 2,80 2,01 2,93 2,26 2,40 1,88 2,47 2,92

45

Guanacaste Guanacaste Guanacaste Guanacaste Guanacaste Guanacaste Puntarenas Puntarenas Puntarenas Puntarenas Puntarenas Puntarenas Puntarenas Puntarenas Puntarenas Limón Limón Limón Limón Limón Limón

501 502 503 505 506 599 601 602 603 605 606 607 608 610 699 701 702 703 704 705 706

Liberia Nicoya Santa Cruz Carrillo Cañas Cantones < 20.000 Puntarenas Esparza Buenos Aires Osa Aguirre Golfito Coto Brus Corredores Cantones < 20.000 Limón Pococí Siquirres Talamanca Matina Guácimo

4,99 5,90 5,12 4,60 5,97 6,29 4,65 3,12 6,82 3,92 5,10 5,01 5,52 6,19 7,09 4,12 6,31 5,60 4,10 8,05 6,30

4,35 3,18 3,56 4,41 4,30 4,20 3,79 4,24 4,83 4,67 3,82 3,70 3,14 3,95 4,31 3,07 4,44 4,70 5,47 4,78 3,78

3,23 2,21 2,44 2,57 3,05 2,78 2,79 2,92 3,96 2,65 2,71 2,98 3,59 3,47 3,34 2,99 3,10 3,66 3,80 3,46 3,38

Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-International (2010).

46

ANEXO 3 Cuadro A2. Cantones agrupados en la categoría “cantones con < 20.000”, según provincia y código. CÓDIGO 105 112 116 117 120 212 204 209 211 214 215 304 306 406 407 408 410 504 507 508 509 510 511 604 609 611

CANTÓN Tarrazú Acosta Turrubares Dota León Cortés Valverde Vega San Mateo Orotina Alfaro Ruiz Los Chiles Guatuso Jiménez Alvarado San Isidro Belén Flores Sarapiquí Bagaces Abangares Tilarán Nandayure La Cruz Hojancha Montes de Oro Parrita Garabito

PROVINCIA San José San José San José San José San José Alajuela Alajuela Alajuela Alajuela Alajuela Alajuela Cartago Cartago Heredia Heredia Heredia Heredia Guanacaste Guanacaste Guanacaste Guanacaste Guanacaste Guanacaste Puntarenas Puntarenas Puntarenas

Fuente: Elaboración propia, con base en http://www.mopt.go.cr/planificacion/carreteras/RVC.pdf

47

ANEXO 4. Cuadro A3. Años de escolaridad de la madre, según cantón, código y año. CÓDIGO 101 102 103 104 106 107 108 109 110 111 113 114 115 118 119 199 201 202 203 205 206 207 208 210 213 299 301 302 303 305 307 308 399 401 402 403 404 405 409 499

CANTÓN San José Escazú Desamparados Puriscal Aserri Mora Goicoechea Santa Ana Alajuelita Vásquez de Coronado Tibás Moravia Montes de Oca Curridabat Pérez Zeledón Cantones < 20.000 Alajuela San Ramón Grecia Atenas Naranjo Palmares Póas San Carlos Upala Cantones < 20.000 Cartago Paraíso La Unión Turrialba Oreamuno El Guarco Cantones < 20.000 Heredia Barva Santo Domingo Santa Bárbara San Rafael San Pablo Cantones < 20.000

1973 7,2 5,9 6,2 4,4 4,4 4,6 6,9 5,6 4,8 5,6 7,0 6,9 7,5 6,2 4,3 3,9 5,9 5,7 5,0 4,6 4,7 5,7 5,3 4,4 2,8 4,2 6,1 4,9 5,4 4,6 5,0 4,6 3,9 7,5 5,9 6,6 5,2 6,2 6,5 5,3

1984 8,6 7,4 7,7 6,2 6,4 6,5 8,2 7,1 6,7 7,3 8,3 8,7 9,4 8,5 6,0 5,4 7,4 7,1 6,9 7,3 6,9 7,4 6,4 5,9 4,7 6,0 7,4 6,2 6,8 6,3 6,5 6,1 5,8 9,3 8,3 8,4 7,0 7,6 8,3 6,8

2000 9,7 9,6 8,8 7,6 7,6 8,5 9,5 9,0 7,9 9,3 10,2 10,4 11,3 9,8 7,2 6,9 8,3 8,3 8,0 8,6 7,8 8,9 7,7 7,4 6,2 7,3 8,7 7,2 8,5 7,4 7,9 7,8 7,0 9,9 9,2 10,1 8,5 9,2 10,1 8,1

48

501 502 503 505 506 599 601 602 603 605 606 607 608 610 699 701 702 703 704 705 706

Liberia Nicoya Santa Cruz Carrillo Cañas Cantones < 20.000 Puntarenas Esparza Buenos Aires Osa Aguirre Golfito Coto Brus Corredores Cantones < 20.000 Limón Pococí Siquirres Talamanca Matina Guácimo

5,5 4,6 5,1 5,4 4,3 3,8 4,5 5,0 3,0 5,0 3,9 4,3 3,9 3,3 2,6 5,8 4,1 4,2 2,2 3,2 4,2

7,2 6,9 7,4 7,2 6,5 5,7 6,4 6,7 4,5 6,4 5,6 5,6 5,5 4,9 5,4 6,8 5,6 5,7 4,3 5,6 5,2

8,6 7,9 8,4 8,5 7,6 7,3 7,6 8,5 5,8 7,4 6,4 7,2 6,6 6,4 6,8 7,8 6,8 6,6 5,6 6,5 6,3

Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-International (2010).

49

ANEXO 5. Cuadro A4. Disminución del ISF según cantón y año. CANTÓN

Disminución 1973-1984

Disminución 1984-2000

Disminución total

Talamanca Naranjo Esparza Barva San Rafael Montes de Oca Moravia Osa Heredia Curridabat Santo Domingo Goicoechea San José Santa Bárbara Cartago Grecia Palmares Escazú Desamparados Alajuela Tibás Puriscal Santa Ana Cantones < 20.000 Limón Atenas Carrillo San Pablo Liberia Puntarenas San Ramón Paraíso Siquirres Turrialba Upala Póas Oreamuno Cantones < 20.000 Golfito

0,30 0,54 0,20 0,16 0,85 0,67 0,97 1,27 0,97 1,05 0,57 1,22 0,86 1,34 1,30 1,43 1,33 1,04 1,32 1,00 1,78 1,47 1,66 1,71 1,13 1,72 2,03 1,84 1,76 1,86 1,63 1,61 1,94 2,00 2,96 2,44 2,27 2,17 2,03

-1,37 -1,55 -1,12 -0,93 -0,67 -0,32 -0,60 -0,75 -0,42 -0,38 0,10 -0,46 -0,07 -0,36 -0,31 -0,32 0,04 0,48 0,27 0,59 0,06 0,46 0,32 0,28 1,04 0,48 0,19 0,47 0,64 0,86 1,14 1,19 0,90 0,87 0,13 0,70 0,97 1,10 1,31

-1,06 -1,01 -0,91 -0,76 0,18 0,36 0,37 0,52 0,56 0,67 0,68 0,76 0,79 0,98 0,99 1,11 1,37 1,52 1,59 1,59 1,85 1,92 1,98 1,99 2,17 2,20 2,22 2,32 2,40 2,72 2,78 2,81 2,84 2,87 3,09 3,14 3,24 3,27 3,33

50

Vásquez de Coronado Alajuelita Aguirre San Carlos Aserri Cantones < 20.000 La Unión Mora Santa Cruz Coto Brus Cañas Pérez Zeledón Buenos Aires Corredores Pococí Guácimo Cantones < 20.000 Cantones < 20.000 Nicoya Cantones < 20.000 El Guarco Matina

2,06 1,81 2,39 2,68 2,38 2,65 2,57 3,66 2,68 1,94 2,93 2,98 2,85 2,72 3,21 2,92 3,51 3,73 3,69 3,75 3,91 4,59

1,30 1,66 1,28 1,27 1,61 1,40 1,63 0,58 1,56 2,38 1,67 1,66 1,99 2,24 1,88 2,52 2,09 2,39 2,73 2,78 3,32 3,27

3,35 3,46 3,67 3,96 3,99 4,05 4,19 4,24 4,24 4,32 4,60 4,64 4,84 4,96 5,09 5,45 5,60 6,12 6,42 6,52 7,23 7,85

Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-International (2010).

51

ANEXO 6 Cuadro A5. Probabilidades de agrandamiento de la familia. Provincias de San José, Alajuela, Cartago y Heredia, según año. Probabilidad de tener n+1 hijos

1973

1984

2000

1973

1984

2000

1973

1984

2000

1973

1984

2000

a0

0,87

0,93

0,93

0,92

0,93

0,93

0,85

0,91

0,92

0,88

0,89

0,93

a1

0,92

0,92

0,89

0,96

0,95

0,92

0,94

0,94

0,93

0,93

0,93

0,91

a2

0,90

0,87

0,74

0,94

0,92

0,79

0,92

0,93

0,80

0,94

0,89

0,77

a3

0,86

0,81

0,58

0,92

0,88

0,64

0,92

0,89

0,64

0,90

0,84

0,53

a4

0,87

0,77

0,58

0,90

0,87

0,60

0,91

0,91

0,63

0,91

0,78

0,50

a5

0,84

0,78

0,57

0,91

0,86

0,58

0,88

0,87

0,62

0,88

0,82

0,56

a6+

0,77

0,70

0,59

0,81

0,73

0,60

0,79

0,74

0,59

0,79

0,72

0,55

San José

Alajuela

Cartago

Heredia

Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-International (2010).

Cuadro A6. Probabilidades de agrandamiento de la familia. Provincias de Guanacaste, Puntarenas y Limón, según año. Probabilidad de tener n+1 hijos

1973

1984

2000

1973

1984

2000

1973

1984

2000

a0

0,92

0,96

0,96

0,93

0,98

0,96

0,93

0,98

0,97

a1

0,96

0,96

0,92

0,94

0,96

0,94

0,94

0,97

0,93

a2

0,97

0,91

0,80

0,93

0,94

0,81

0,97

0,92

0,86

a3

0,95

0,94

0,72

0,95

0,94

0,77

0,92

0,93

0,74

a4

0,95

0,86

0,64

0,93

0,88

0,76

0,93

0,91

0,73

a5

0,92

0,86

0,62

0,93

0,91

0,71

0,88

0,91

0,68

a6+

0,81

0,77

0,53

0,81

0,77

0,64

0,80

0,78

0,65

Guanacaste

Puntarenas

Limón

Fuente: Elaboración propia, con base en IPUMS-International (2010).

52