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