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La serie Documentos de Trabajo Sobre Economía Regional es una publicación del Banco de la República – Sucursal Cartagena. Los trabajos son de carácter provisional, las opiniones y posibles errores son de responsabilidad exclusiva de los autores y no comprometen al Banco de la República ni a su Junta Directiva.
Aspectos socioeconómicos de la mortalidad en el Pacífico colombiano*
Julio E. Romero-Prieto**
* Se agradecen los valiosos comentarios de Jaime Bonet, gerente del Banco de la República sucursal Cartagena; y de Iván Higuera, Javier Pérez y Luis A. Galvis, investigadores del Centro de Estudios Económicos Regionales (CEER) a una versión preliminar de este documento. El autor también agradece la valiosa asistencia de Ana María Estrada, estudiante en práctica del CEER. Este documento también se benefició de las discusiones y los comentarios recibidos en algunos seminarios: Banco de la República – Cali; Seminario de Economía de la Universidad Icesi – Cali; Universidad del Valle – Buenaventura; y Banco de la República – Cartagena. ** El autor es economista del CEER del Banco de la República, sucursal Cartagena. Los comentarios o sugerencias a este documento pueden ser enviados al correo [email protected]
Aspectos socioeconómicos de la mortalidad en el Pacífico colombiano
Resumen
Se discute la importancia de factores no económicos en el descenso histórico de la mortalidad y la transición epidemiológica, como lecciones que podrían aplicarse en las regiones menos desarrolladas de Colombia. Se usaron métodos demográficos para evaluar la carga de mortalidad. La evidencia sugiere que la mortalidad por causas externas reduce la esperanza de vida en el Pacífico. Las implicaciones económicas también fueron examinadas. Pese a las diferencias regionales en la disposición a pagar para eliminar los homicidios, otras causas muestran patrones similares. En efecto, asumiendo niveles de riqueza iguales, el riesgo de mortalidad por causas como la enfermedad cerebrovascular y enfermedad isquémica del corazón tendrían valores económicos similares en la región del Pacífico o en Bogotá. Puesto que realmente existen diferencias regionales en los ingresos, el mensaje en materia de salud pública es tomar acciones por igual en todas las regiones, sin tener en cuenta diferencias en el ingreso.
Palabras clave: Mortalidad, valor estadístico de la vida, métodos demográficos, Pacífico colombiano.
Clasificación JEL: J10, J17, R10. Abstract
This document stresses the relevance of non-economic factors explaining mortality declines and health transitions, as a key lesson to be applied in the context of less-developed regions in Colombia. In this regard, demographic methods were used to assess the burden of death in Colombian regions. Evidence supports the significance of the external causes of death (including homicides) in producing shorter lifespans in the Pacific region. Economic implications were further evaluated by the statistical value of life. Despite regional differences in the willingness-to-pay to eliminate homicides, other causes of death show similar patterns. Assuming equal levels of wealth, the risk of mortality from other causes such as cerebrovascular disease and ischemic heart disease would have similar economic values if eliminated in the Pacific region or in Bogotá. Since regional disparities in income actually exist, the message for public health is to take action equally in all regions, disregarding of income levels.
Key words: Mortality, statistical value of life, demographic methods, the Pacific region.
JEL classification: J10, J17, R10.
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1. Introducción
Colombia es un país de disparidades regionales en el ingreso por habitante (Bonet y
Meisel, 2007), pero también en otras medidas del bienestar de la población como el
logro educativo, la mortalidad infantil (Urdinola, 2011), la nutrición en edades
tempranas (Acosta, 2015) y la esperanza de vida (Romero, 2015). La evidencia es
consistente en mostrar que en diferentes aspectos socioeconómicos, el Pacífico
colombiano es una región más rezagada que el resto. En el periodo 2010-2013, la
esperanza de vida al nacer de las mujeres en el Pacífico era 2 años menos que las
mujeres de Bogotá (77,85 vs. 75,82 años). Podría parecer que 2 años de vida es una
cantidad de menor significancia, pero no lo es. A Suecia, un país de muy baja
mortalidad, le tomó cerca de 10 años aumentar su esperanza en la misma cantidad
(de 1964 a 1974). Si las regiones colombianas tienen en la actualidad esperanzas de
vida similares a poblaciones europeas en las décadas de 1960 y 1970, entonces en
Colombia hay mucho por mejorar en materia de bienestar, ya que en los países de
mínima mortalidad la esperanza de vida no ha dejado de aumentar.
Aunque una parte importante de la diferencia en la esperanza de vida al nacer está
explicada por la brecha en la mortalidad que ocurre en edades tempranas, las
diferencias regionales en la mortalidad colombiana también son notables en las
edades adultas. Una forma de dimensionar la mortalidad adulta consiste en calcular
la expectativa de vida entre los 20 y los 64 años de edad que disfrutaría la población
que llega a cumplir 20 años y compararla con un máximo teórico de 45 años.
Teniendo en cuenta que en ese intervalo de edad los individuos tienen una mayor
participación en el mercado laboral, entonces se trata de un indicador que es
informativo del desgaste de la fuerza de trabajo que se da por cuenta de la
mortalidad. En el periodo 2010-2013, la esperanza de vida productiva de los
hombres bogotanos era de 42,37 años. En contraste, en el Pacífico colombiano esta
misma expectativa se estima en 2,36 años menos que en Bogotá. A pesar de la
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simplicidad del indicador, esta diferencia sugiere que, manteniendo todo lo demás
constante (ingresos laborales y probabilidades de empleo), la expectativa de ingreso
que tiene un colombiano de 20 años no es igual en todas las regiones colombianas.
En Colombia, las brechas en la mortalidad también son apreciables en la vejez, pues
existen diferencias regionales tanto en la esperanza de vida a partir de los 65 años,
como en la probabilidad de llegar a la edad de retiro. En todas las edades la
esperanza de vida es informativa del horizonte de planeación de los individuos, de
manera que los años que quedan por vivir podrían tener implicaciones sobre las
decisiones que hay que tomar (ahorro y consumo). Independientemente de cual sea
la causa de las disparidades regionales en el ingreso per cápita, si los colombianos
anclaran sus decisiones a su esperanza de vida, no todos tendrían los mismos
incentivos de ahorrar o ser productivos porque existen diferencias regionales en la
mortalidad. Se ha pensado que las brechas regionales en la esperanza de vida
desaparezcan a medida que la región se nivele en aspectos económicos como el
ingreso per cápita. Sin embargo, en este documento se argumenta que los aumentos
en el bienestar no dependen exclusivamente de incrementos en el ingreso per cápita.
En la siguiente sección se discuten algunos argumentos de la mortalidad en el
Pacífico colombiano, a la luz de dos fenómenos demográficos de relevancia mundial:
las causas del descenso histórico de la mortalidad y la transición epidemiológica.
Estos dos cambios muestran que aumentos en la longevidad han sido posibles como
procesos de innovación-difusión que dependían menos del condicionamiento
económico y más de las iniciativas de salud pública. La experiencia mundial es que
los procesos de innovación-difusión afectaron el patrón de mortalidad y su relación
con el desarrollo económico; primero en el descenso de las muertes por infecciones
y segundo en la reducción de la mortalidad por enfermedades cardiovasculares. El
hecho que medidas de bienestar, como la esperanza de vida, no dependan
exclusivamente del ingreso per cápita significa que, para el Pacífico colombiano,
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mejorar el bienestar de la población es posible, aunque se mantengan las
disparidades en el ingreso per cápita con otras regiones de Colombia.
Con este objetivo, se investigan las principales causas de muerte en el Pacífico
colombiano y los costos económicos asociados a cada una de ellas. Esto permite
comparar a las regiones en aspectos del bienestar que no necesariamente estén
relacionados con el ingreso per cápita. Se analizan varios periodos quinquenales
entre 1985-2013 y se hacen comparaciones por género, edad y región utilizando
estadísticas vitales como principal fuente de información. Los detalles y algunas
consideraciones hechas sobre los datos de mortalidad en las regiones colombianas
están presentados en la tercera sección.
En este documento también se calcula la probabilidad de muerte relacionada con
algunas causas (infecciones, causas externas, homicidios, enfermedades del sistema
circulatorio, cáncer y enfermedades respiratorias), así como el aumento en la esperanza
de vida que resultaría de eliminarlas de forma permanente, instantánea e individual.
Estas probabilidades se incorporan a un modelo de consumo intertemporal que
permite evaluar el incremento en el valor estadístico de la vida ante un aumento en
las probabilidades de supervivencia. Así, el costo económico de la mortalidad es
interpretado como la disposición marginal a pagar porque algunas causas sean
evitadas. Los detalles metodológicos relacionados con el cálculo de probabilidades
y de años de vida están en la cuarta sección del documento.
Los resultados, presentados en la quinta sección, indican que las muertes por
infecciones no representan una pérdida significativa de años de vida potencial en el
Pacífico, ni en otras regiones de Colombia. En este sentido, su valoración económica
es mínima comparada con la de otras causas. De manera que la mortalidad por
infecciones no sería un límite para su crecimiento económico. Sin embargo, las
causas externas, y en particular los homicidios, explican el exceso de mortalidad
masculina que se observa en edades juveniles y medidas de salud pública podrían
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ser tomadas al respecto. A diferencia de otras causas de muerte, el homicidio reduce
de forma substancial la esperanza de vida en edades productivas y significa una de
las mayores cargas de la mortalidad en el Pacífico cuando se compara con las demás
regiones.
A partir de diferentes indicadores demográficos se discute que la mortalidad por
causas degenerativas, como las enfermedades del sistema circulatorio y el cáncer, no
exhiben mayores diferencias por género o región y, dado que ocurren con mayor
incidencia en adultos maduros y en las edades más avanzadas, no impactan
severamente la esperanza de vida productiva. Sin embargo, se llama la atención
sobre la importancia que tienen durante todo el curso de la vida y la alta valoración
que hacen los individuos porque estas causas sean controladas. En resumen, se
propone que una vez identificadas las causas de mayor mortalidad, aumentar la
esperanza de vida en el Pacífico colombiano no es solamente necesario sino posible.
No hay por qué esperar a que la región triplique su ingreso per cápita para luego
pensar en la necesidad de que también aumente su bienestar.
2. Aspectos socioeconómicos de la mortalidad en el Pacífico
Ha llamado la atención cómo las poblaciones de mayor longevidad, en cierto sentido
más saludables, también se caracterizan por un producto por habitante más alto.
Esta relación ha sido etiquetada en la literatura como curva de Preston (Preston, 1975).
La teoría económica ha tratado de explicar la concomitancia entre esperanza de vida
y desempeño económico comparando la experiencia de diferentes países a través de
la historia. Aunque existe consenso sobre la necesidad de reducir la mortalidad,
también es cierto que hay desacuerdo sobre los mecanismos causales que operan
entre la salud de las poblaciones y el desarrollo de las economías.
Existen por lo menos dos argumentos que son de uso frecuente para contextualizar
aspectos socioeconómicos en el Pacífico colombiano: la geografía y la historia. En el
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primero se discute la correlación entre climas cálidos, alta prevalencia de
enfermedades infecciosas, deficiencias nutricionales y baja productividad de las
poblaciones (Bloom, Sachs, Collier y Udry, 1998). El segundo argumento sugiere que
la relación entre salud y el desempeño económico es únicamente de largo plazo y
estuvo mediada por las instituciones. Desde esta perspectiva se discute que aquellos
territorios que representaban menor riesgo de muerte para el grupo colonizador
heredarían condiciones favorables para el crecimiento económico (Acemoglu,
Johnson y Robinson, 2001; 2003). En principio, se trata de discursos opuestos porque
el primero es un poco determinista, mientras que en el segundo no lo es menos, pero
reconoce la voluntad de los individuos. Sin embargo, ambos razonamientos apuntan
hacia la importancia de la ecología de las infecciones en el desarrollo.
Se trata de un buen punto de partida para discutir aspectos demográficos del
Pacífico colombiano, porque no son las infecciones la principal causa de mortalidad.
Aunque la ecología de las infecciones pudo condicionar negativamente el
crecimiento de la región desde la colonia, no se trata de un impedimento para que
aumente su bienestar ahora. Las reducciones en la mortalidad y los aumentos en
esperanza de vida dependen cada vez menos del ingreso per cápita y cada vez más
de iniciativas de salud pública.
2.1. La pérdida de significancia de las infecciones como causa de la mortalidad
Los argumentos geográficos o históricos resultarían particularmente relevantes para
entender la mortalidad reciente en el Pacífico y en otras regiones colombianas, si: i)
las infecciones explicaran las diferencias en la esperanza de vida; o ii) en el caso que
las tasas de mortalidad por infecciones (específicas por edades) fueran relativamente
bajas pero la población estuviera más concentrada en edades prematuras, en las que
hay mayor incidencia de las infecciones. Comparado con otras regiones, el Pacífico
colombiano ha tenido una transición demográfica tardía y en consecuencia la
distribución de la población por edades muestra un Pacífico relativamente más
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joven; a esto se suma que la probabilidad de muerte en edades tempranas es más
alta (Romero, 2015). Con estas características, no se puede desestimar por completo
la importancia de las infecciones y su posible relación con la historia y la geografía
de las regiones. Sin embargo, queda entonces por investigar si las infecciones son,
en la actualidad, una mayor carga de muerte en el Pacífico comparado con otras
regiones colombianas. En este documento se aporta evidencia que sugiere que no lo
son, pues no se tienen horizontes de vida más cortos en el Pacífico por cuenta de las
infecciones.
Existen formas efectivas de tratar y prevenir las infecciones. Aunque dejaron de ser
la principal causa de muerte, continúan siendo relevantes como causa de
enfermedad. En el caso de las infecciones parasitarias, existe consenso sobre el
carácter debilitante de la malaria y su alta incidencia en zonas tropicales (Nájera,
Liese y Hammer, 1993). Teniendo en cuenta que la salud también hace parte del
capital humano de una población (Bloom, Canning y Sevilla, 2001; Bleakley, 2010a),
ha sido teorizado que los problemas de salud en edades tempranas podrían afectar
la formación de capital humano reduciendo los ingresos de toda la vida (Bleakley,
2010a; 2010b). El mecanismo opera a través de una menor inversión en el capital
humano, inasistencia escolar y deficiencias nutricionales que interfieren con el
aprendizaje (Bleakley, 2010a). Así, los problemas de salud en edades tempranas
estarían relacionados con un logro educativo más bajo y en un menor salario en
edades adultas.
Estimaciones retrospectivas sobre el efecto económico de las infecciones indican que,
en Colombia y en poblaciones comparables, las cohortes de hombres que nacieron
justo después de los primeros programas de erradicación (hacia 1955) muestran un
logro educativo más alto y un estatus ocupacional mayor que el observado en
cohortes que nacieron antes (Bleakley, 2010b). Desde otra perspectiva basada en
trabajo de campo, en un estudio sobre la malaria en dos poblaciones colombianas
(Cunday en el Tolima y La Tola en Nariño) se encontró una prevalencia de 17% (La
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Tola) determinada por examen de laboratorio y se estimó una pérdida promedio de
3,5 días de trabajo en el mercado laboral, 2,5 días de trabajo en actividades
domésticas y 3 días de educación por cuenta de la infección (Bonilla, Kuratomi,
Rodríguez y Rodríguez, 1991). El estudio también llama la atención sobre la
correlación negativa entre la incidencia y el ingreso per cápita del hogar.
Sin el ánimo de disminuir la importancia y la necesidad de controlar las infecciones
como un objetivo de salud pública, no está de más aclarar que en la relación entre
mortalidad y desarrollo económico, la significancia demográfica de las infecciones
es más bien histórica. Cuando la mortalidad descendió en Europa, desde mediados
del siglo XIX, disminuyeron las muertes por infecciones y aumentaron
gradualmente las muertes por causas degenerativas, por ejemplo las enfermedades
cardiovasculares y el cáncer; este proceso se conoce como transición epidemiológica
(Omran, 1971). Ahora, como las infecciones que descendieron primero no tenían una
forma efectiva de ser tratadas o prevenidas (McKeown y Record, 1962), se ha
discutido que las causas del descenso estarían principalmente relacionadas con
mejoras en la dieta, en las condiciones de vida y en menor medida con las iniciativas
de salud pública (McKeown, Brown y Record, 1972). Teniendo en cuenta que un
ingreso per cápita más alto permitiría un mayor consumo de calorías y unas mejores
condiciones de la vivienda, no existiría desacuerdo en reconocer la influencia de los
factores económicos para explicar la mortalidad. Sin embargo, algunas infecciones
tendrían igual incidencia y desenlace en hogares de ingresos altos y bajos. En efecto,
cuando la mortalidad empezó a caer, en el caso de la mortalidad infantil, esta
descendió independientemente del ingreso de las madres (Woods, Watterson y
Woodward, 1989). Así, la causa fundamental del descenso en la mortalidad no sería
propiamente económica.
El descenso en la mortalidad, en el contexto de Europa occidental, estaría
relacionado con un mejor entendimiento de la teoría de los gérmenes como causa de la
muerte y la enfermedad (Preston y Haines, 1991; Easterlin, 2004). Este cambio sería
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materializado en cambios en la práctica de la medicina como la cirugía aséptica y
una revolución sanitaria que insistió en la necesidad de procesar algunos alimentos
y la importancia de calles pavimentadas y un suministro de agua libre de
contaminación. Particularmente en EEUU, más que la filtración fue la cloración del
agua la que tendría un efecto causal en reducir la mortalidad por infecciones a
principios del siglo XX (Cutler y Miller, 2005). En contextos diferentes al europeo, el
descenso en las muertes por infecciones inició varias décadas después (EEUU a
principios del siglo XX, en la mayoría de casos mediados del siglo XX), de manera
que, además de las mejoras sanitarias, se pudo beneficiar de avances en la medicina
como la penicilina, las vacunas y, en algunos casos, de los mayores niveles de
educación e ingreso (Omran, 1971; Horiuchi y Robine, 2005). Una característica
notable en contextos diferentes al europeo es lo acelerado que fue en países de
ingresos altos. Esta deducción, hecha por (Omran, 1971), resultaría de comparar
Japón y Chile.
Aunque en el caso de los países de ingreso medio también descendieron más
rápidamente que en el modelo europeo, la mortalidad por infecciones continuaría
siendo un problema parcialmente resuelto (Bobadilla, Frenk, Lozano, Frejka y
Claudio, 1993). La importancia de este cambio demográfico es que con el descenso
en la mortalidad por infecciones, aumentaría la supervivencia de infantes, niños y
mujeres en edades reproductivas. Teniendo en cuenta la significancia histórica de
las mejoras en el suministro de agua para reducir la mortalidad, es pertinente
preguntarse por la calidad más que por la cobertura de este servicio en el Pacífico
colombiano.
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Mapa 1 Riesgo de la calidad del agua para consumo humano, 2013
Fuente: Elaboración propia usando información cartográfica de Natural Earth http://www.naturalearthdata.com/downloads/. Los límites marítimos son tomados de IGAC – Sistema de Información Geográfica para la Planeación y el Ordenamiento Territorial: http://sigotn.igac.gov.co/sigotn/. Recuperados el 11 de octubre de 2015. El Índice de Riesgo de Calidad del Agua (IRCA) es el reportado por el Sistema de Información de la Vigilancia de la Calidad del Agua para Consumo Humano del Instituto Nacional de Salud http://www.ins.gov.co/sivicap/Paginas/sivicap.aspx
El Mapa 1 muestra un indicador de la calidad del agua para consumo humano en el
que se tienen en cuenta las características microbiológicas y fisicoquímicas, que son
determinadas por análisis de laboratorio. La información es reportada por las
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autoridades sanitarias departamentales al Instituto Nacional de Salud. De acuerdo
con el mapa, no existe información disponible sobre la calidad del agua en los
municipios chocoanos. Asimismo, la calidad de agua es baja en los acueductos de
municipios caucanos y nariñenses. No se trata de un problema de menor
significancia teniendo en cuenta que, según datos del Censo General 2005, un 59,86%
de los hogares en el Pacífico usa agua de acueductos para preparar sus alimentos.
Los efectos de un suministro de agua inadecuado interactúan con otros factores de
riesgo como la desnutrición. Independientemente de la cantidad de calorías
ingeridas, las infecciones gastrointestinales impiden una absorción adecuada de
nutrientes. De forma indirecta, esto se puede evidenciar en el retraso en talla y en
las deficiencias nutricionales observadas en el Litoral Pacífico en el 2010 (Acosta,
2015).
2.2. Hacia nuevos aumentos en la longevidad
La transición epidemiológica es un proceso que no concluye con el descenso en las
infecciones y un aumento en las probabilidades de muerte por enfermedades
degenerativas. Se ha discutido evidencia que indica un descenso en la mortalidad
por enfermedades cardiovasculares y que inició a mediados del siglo XX en los
países más desarrollados (Olshansky y Ault, 1986; Horiuchi, 1999). Además de una
menor mortalidad por enfermedades cardiovasculares, la incidencia se ha ido
desplazando gradualmente hacia edades más avanzadas. Como resultado de este
cambio en el patrón de mortalidad, es observable un nuevo aumento en la esperanza
de vida. No obstante, esta transición epidemiológica se caracterizaría por una
reducción en la mortalidad en edades adultas.
Existen varios argumentos que ayudan a explicar el descenso en la mortalidad por
enfermedades degenerativas: cambios en el estilo de vida hacia hábitos más
saludables, reducción en el estrés y dietas más adecuadas, entre otros. Tal vez el de
mayor relevancia es el de las nuevas tecnologías que permitieron controlar
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oportunamente factores de riesgo como la hipertensión y la hiperlipidemia
(Horiuchi, 1999). Por ejemplo, a finales de la década de 1980 aparecen medicamentos
para controlar el colesterol: las estatinas. La efectividad de estos medicamentos ha
sido demostrada en estudios clínicos en los que se controla por placebo (incluye
también dietas y hábitos saludables que impactarían otros factores de riesgo). Las
estatinas no solo controlan la hiperlipidemia, también previenen la mortalidad
relacionada con las enfermedades cardiovasculares (Scandinavian Simvastatin
Survival Study Group, 1994; Cholesterol Treatment Trialists’ Collaborators, 2005;
Heart Protection Study Collaborative Group, 2011).
En la actualidad, la disminución en la mortalidad por enfermedades
cerebrovasculares es apreciable en países de ingresos medios (Pearson, Jamison y
Trejo-Gutierrez, 1993), principalmente porque ha sido guiada como un proceso de
cambio tecnológico y difusión internacional de ideas y tecnologías en la práctica de
la medicina (Soares, 2007). De nuevo, el ejemplo que viene al caso es el de las
estatinas. Como se trataba de un tratamiento costoso pero no la única forma de
reducir los factores de riesgo, se discute que su uso (en EEUU) estaría condicionado
a la capacidad de ingreso y por lo tanto modificaría las disparidades en salud de la
población, como en efecto ocurrió (Chang y Lauderdale, 2009).
Las estatinas habrían sido la causa de una reducción en los niveles de colesterol total
y el de baja densidad para la población en general de los Estados Unidos, pero
mayores reducciones ocurrieron en la población de ingresos más altos (Chang y
Lauderdale, 2009). Este resultado ha sido discutido como evidencia a favor de la
hipótesis de la causa fundamental, según la cual el condicionamiento social y
económico es la causa de las disparidades en la salud (Chang y Lauderdale, 2009;
Phelan, Link y Tehranifar, 2010). Sin embargo, las estatinas ilustran el proceso de
innovación-difusión porque desde que apareció la primera patente se producirían
más, pero algunas han expirado y son comercializadas en presentaciones genéricas
a menor costo.
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En Colombia, algunas estatinas hacen parte del Plan Obligatorio de Salud, como
medicamentos de valor máximo de reconocimiento. También están incluidos otros
medicamentos para controlar la hipertensión, que es otro de los principales factores
de riesgo en la mortalidad por enfermedades cardiovasculares. En principio, esto
garantiza un acceso igualitario a los tratamientos. Así las cosas, las desigualdades
regionales podrían ser investigadas a partir de diferencias en los factores de riesgo
tales como: la prevalencia de la hipertensión y la hiperlipidemia; las diferencias en
hábitos saludables relacionados con la alimentación y la frecuencia y la intensidad
del ejercicio físico y riesgos para la misma como el tabaquismo; e indicadores
biométricos que también ayuden a detectar riesgos para la salud como el índice de
masa corporal, la circunferencia de cintura y del antebrazo. Una mayor efectividad
de las iniciativas de salud pública encaminadas a aumentar la longevidad de los
colombianos, dependerá de que sean focalizadas en las poblaciones que tienen un
mayor riesgo de mortalidad por enfermedades cardiovasculares.
En este documento se discuten algunas observaciones regionales de la mortalidad
por enfermedades cardiovasculares entre 1985 y 2013. Se trata de deducciones
hechas a partir de tablas de vida y la distribución de las causas de mortalidad en
cada una de las edades, las cuales permiten identificar diferencias en el patrón de
mortalidad entre regiones y a través del tiempo. Estas observaciones sugieren que
la mortalidad por enfermedades cardiovasculares ha descendido en Bogotá, pero ha
aumentado en el Pacífico. En el mismo periodo y en ambos casos, la mayor carga de
muerte se ha desplazado ligeramente a edades más avanzadas.
2.3. La disociación entre la esperanza de vida y el ingreso per cápita
Ha llamado la atención el hecho que, a partir de 1940, los países convergen en
esperanza de vida al nacer, pero no lo hacen en términos del ingreso per cápita
(Acemoglu y Johnson, 2007). Esto ha sido interpretado con un alto grado de
pesimismo injustificado. En efecto, se ha llegado a afirmar que reducir las brechas
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en salud no conduce a una sociedad más igualitaria (Acemoglu y Johnson, 2007). Sin
embargo, no son pocos los argumentos que llevan a pensar lo contrario. Uno de ellos
insiste en la relevancia que tiene la esperanza de vida en el momento inicial en
predecir el crecimiento económico de largo plazo (Becker, Philipson y Soares, 2005;
Bloom, Canning y Fink, 2014). Desde esta perspectiva, el grupo de países con alta
esperanza de vida en 1940 creció más rápidamente en la segunda mitad del siglo XX,
mientras que el de baja esperanza de vida mejoró en este aspecto a pesar de no
incrementar su producto pre cápita como el resto.
Un segundo argumento es la dinámica de la curva de Preston: algunos países han
logrado aumentos apreciables en esperanza de vida, pero estos aumentos no
siempre han sido correspondidos por los cambios en el ingreso per cápita. Según
Preston (1975), no existiría ninguna razón para pensar que el ingreso per cápita
ejerce un efecto directo sobre la mortalidad, diferente al de hacer una mayor
inversión en salud pública. Así, la disociación entre esperanza de vida y desarrollo
económico es evidencia de que la mortalidad de las poblaciones ha descendido más
que lo que ha permitido su crecimiento económico. No por cambio espontáneo, sino
por iniciativas en materia de salud pública.
El mensaje para las regiones colombianas no es de menor importancia: reducir la
brecha de mortalidad en el Pacífico es posible con más iniciativas de salud pública e
independientemente de su nivel de ingreso per cápita. Una estrategia es aplicar las
tecnologías que han sido efectivas en otras poblaciones a la largo de la historia. En
el caso de la mortalidad en edades tempranas se conoce que importa más la calidad
que la cobertura en agua potable. Mientras que reducir la mortalidad en edades
adultas dependerá del acceso igualitario a los tratamientos que han sido efectivos en
controlar los riesgos de mortalidad.
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3. Datos
3.1. Estadísticas vitales
La información de mortalidad fue tomada directamente de las Estadísticas Vitales
reportadas en el Archivo Nacional de Datos del Departamento Administrativo
Nacional de Estadística (Dane). Se trata de una fuente abierta al público y
conformada a partir de los certificados de defunción. Se descargó directamente de
la página de internet, en archivos planos que contenían registros individuales pero
anónimos. Con esta información se identificaron conteos individuales por causa,
lugar geográfico en donde ocurrió la muerte, edad (grupos de 5 años), sexo y año
(1979-2013).
Los conteos fueron consolidados para agrupar la información en siete causas, así: i)
total de muertes por causas externas y el subgrupo de homicidios; ii) total de
muertes por infecciones y el subgrupo de las transmitidas por vectores; iii) total de
muertes por enfermedades del sistema circulatorio y los subgrupos de enfermedad
cerebrovascular y enfermedad isquémica del corazón; iv) total de muertes por
enfermedades del sistema respiratorio y los subgrupos de enfermedades crónicas y
neumonía; v) el total de muertes por neoplasias (cáncer); vi) las muertes clasificadas
como signos y síntomas mal definidos; y vii) el resto de muertes.
Los conteos también fueron consolidados para tener cuatro regiones: i) Pacífico, que
incluye los departamentos de Cauca, Chocó, Nariño y el municipio de
Buenaventura; ii) Caribe, que está conformada por los departamentos de Atlántico,
Bolívar, Cesar, Córdoba, La Guajira, Magdalena, Sucre y el archipiélago de San
Andrés, Providencia y Santa Catalina; iii) Bogotá; y iv) resto de Colombia, que
incluye las defunciones que no ocurrieron en ninguna de las tres regiones anteriores.
Un aspecto a tener en cuenta es que las defunciones fueron clasificadas por lugar de
ocurrencia, de manera que incluyen las de individuos que eran residentes en otras
regiones del país. Por ejemplo, en el periodo 2000-2013, el 6,33% de las muertes
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ocurridas en Cali (hace parte de la región resto), fueron de individuos que residían
en la región del Pacífico colombiano. Este porcentaje llega a ser de 7,58% en el caso
de las muertes por enfermedades cerebrovasculares.
Los conteos también fueron consolidados en periodos quinquenales, exceptuando
el periodo 2010-2013. Este último tiene una duración de cuatro años porque la
información correspondiente a 2014 no está disponible a la fecha de publicación de
este documento. Para efectos del análisis, no se tuvo en cuenta la información
anterior a 1985.
El Cuadro 1 muestra el porcentaje de muertes clasificadas como afecciones mal
definidas en los registros vitales. Esta información es presentada para todas las
edades, por regiones y quinquenios desde 1980 hasta 2013. En lo concerniente a la
causa de muerte, el porcentaje de afecciones mal definidas es interpretado como un
indicador de la calidad en el registro. En ciertos casos la causa de la muerte no se
pudo establecer (se investigó pero no se llegó a ninguna conclusión), en otros casos
es porque no se cuenta con los medios para hacerlo (laboratorios, patólogos,
historias médicas, entrevistas familiares, etc.). Cuando este porcentaje es elevado se
subestima la incidencia de la mortalidad por causas. El Cuadro 1 muestra que la
calidad del registro ha venido en aumento. En el periodo 2000-2013 la información
es muy confiable en todas las regiones. Sin embargo, resulta poco confiable en las
décadas de 1990 y 1980 con excepción de Bogotá, en donde el porcentaje de muertes
cuya causa no se pudo establecer ha sido muy bajo desde 1980.
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Cuadro 1 Porcentaje de defunciones cuya causa es atribuida a
signos, síntomas y afecciones mal definidas Pacífico Caribe Bogotá Resto Nacional
1980-1984 47,61 18,50 0,70 14,38 16,14 1985-1999 42,01 19,35 1,54 10,16 12,74 1990-1994 31,88 14,24 1,34 6,74 8,44 1995-1999 17,40 5,59 1,74 3,28 4,20 2000-2004 4,52 1,39 2,37 1,38 1,74 2005-2009 3,72 1,73 2,54 1,49 1,84 2010-2013 3,56 2,88 2,52 1,74 2,18
Fuente: Dane, Estadísticas Vitales (1980-2013). Archivo Nacional de Datos. Cálculos del autor usando información recuperada el 08 de junio de 2016. http://formularios.dane.gov.co/Anda_4_1/index.php/catalog
Teniendo en cuenta que la información solo estaba codificada en grupos de edad de
5 años, los conteos de defunciones para cada causa-región-edad-sexo-quinquenio
fueron distribuidos en edades simples usando el método Sprague (Sprague, 1880;
Judson y Popoff, 2004). Se trata de una transformación necesaria para el cálculo y el
análisis de tablas de vida en edades simples y no por grupos quinquenales de edad.
El método es exacto, lo que garantiza que no se altere el número de defunciones en
cada grupo, pues simplemente asigna un número de muertes a cada edad individual
asumiendo que su distribución sigue un polinomio de quinto grado. El método está
diseñado para reestimar una distribución por edades simples que tiene
concentraciones atípicas en aquellas que terminan en dígitos 0 y 5 (Grushka, 1996),
o cuando la información solamente está disponible en edades agrupadas, como es el
caso (Judson y Popoff, 2004).
Si la cobertura de las defunciones en Colombia fuera lo suficientemente alta entre
1985 y 2013, entonces los conteos de defunciones en conjunto con los totales de
población por cada región-edad-sexo-año sería la única información indispensable
para calcular tasas específicas de mortalidad por causas y edades, en cada región y
periodo. Como las coberturas no son satisfactorias para el cálculo directo,
particularmente en las décadas de 1980 y 1990, entonces los conteos de defunciones
17
fueron expresados como un porcentaje del total de muertes en cada causa-región-
edad-sexo-año, asumiendo que el subregistro y la causa de muerte no están
correlacionados. Estos porcentajes y tablas de vida por cada región-edad-sexo-
quinquenio es la única información necesaria para calcular el peso de la mortalidad
por cada causa en las regiones colombianas.
En Colombia no se calculan tablas de vida con esas características, entonces fueron
estimadas por métodos indirectos a partir de dos fuentes adicionales de
información: i) el crecimiento de la población en cada región-edad agrupada-sexo-
quinquenio descontando el efecto de la migración neta, que se obtuvo de la
información reportada por el Dane sobre población estimada y saldos migratorios
netos (tomados de internet); y ii) una colección de 2,656 tablas de vida calculadas de
la forma directa (forma actuarial) de los que pueden extraer diferentes patrones de
mortalidad en 26 países y en diferentes momentos de la historia, a partir de las
defunciones y los totales de población que fueron tomados del proyecto Human
Mortality Database (HMD), de la Universidad de California (Berkeley) y el Instituto
Max Planck de Investigación Demográfica.
3.2. Tablas de vida
En Colombia aún no existe registro de tablas de vida que sean calculadas de forma
directa y anualizada. En lo concerniente a la mortalidad, el análisis demográfico en
Colombia ha sido más que todo por métodos indirectos. Es decir que mucho de lo
que conocemos sobre el cambio poblacional en Colombia ha sido a partir de los
modelos implícitos en cada uno de los métodos indirectos. Con algunos supuestos,
unas veces más y otras veces menos razonables, los métodos indirectos permiten
estimar tablas de vida cuando los registros de defunciones son incompletos o
inexistentes. Aun cuando los datos sean muy confiables, los métodos indirectos son
de utilidad para hacer ejercicios de validación. En el análisis demográfico de la
mortalidad, el uso práctico de los métodos indirectos está en que permiten
18
dimensionar y solventar problemas de los datos como el subregistro en las
defunciones.
Tampoco existe un argumento para pensar que se puede calcular una tabla de vida
para el Pacífico usando métodos directos. En este documento se estiman tablas de
vida de forma indirecta usando el registro de defunciones por edades y el
crecimiento de la población (neto de migración). El método busca ajustar una
distribución de muertes por edades, retirando el efecto atribuido al crecimiento de
la población y asumiendo que cada edad crece a tasas independientes (Preston y
Bennett, 1983; Merli, 1998), así:
d��� = B�� ∙ �� �������� ∙ D��� (1)
Donde d��� corresponde al número de defunciones en una tabla de vida; B es el
número de nacimientos (el radix o número inicial de individuos en la tabla de vida);
�� �������� corresponde al factor de ajuste; ���� es la tasa de crecimiento de la
población para todas las edades � ≤ �; y D��� es el número de defunciones que se
quiere ajustar. Para cada región y periodo quinquenal se estimó una tabla de vida,
usando una aproximación discreta e intervalos de edad de 5 años. Se hicieron tablas
de vida para hombres y mujeres por separado. Estas tablas de vida fueron calculadas
para obtener cuatro probabilidades de muerte con algunas características propias de
cada región. En su orden estas son: la probabilidad de morir antes de llegar a los 5
años de edad q�5�; la probabilidad de morir entre las edades (exactas) 5 y 20, que en
notación de tabla de vida se define como ��� � ; la probabilidad de morir entre las
edades 20 y 50, es decir ��� ��; y la probabilidad de morir las edades 50 y 70, ��� ��.
Esta información fue un punto de partida para estimar tablas de vida con tres
características: i) edades simples, en un intervalo de 0 a 100 años; ii) validación
empírica a partir de tablas de vida de otras poblaciones; y iii) que mantuvieran las
características intrínsecas de cada región colombiana.
19
Se estimó un modelo de tabla de vida que fuera adaptable a las características
observadas en cada región, pero que fuera una predicción basada en la experiencia
de mortalidad que han tenido otras poblaciones. En esta dirección, en este
documento se siguió una especificación similar a la del modelo flexible de dos
parámetros propuesto por Wilmoth, et al. (2012). En particular, se asumió que la
probabilidad de morir antes de cumplir � años de vida, fuera una función log-
cuadrática de la probabilidad de morir antes de llegar a la edad de cinco años, como
lo muestra la ecuación 2:
���q���� = ��,� + ��,� ∙ ���q�5�� + ��,� ∙ ���q�5��� + ���� (2)
El modelo se estimó para cada una de las edades entre 1 y 100 años de vida, con el
objetivo de predecir una tabla de vida completa usando un único valor de entrada
q�5�. Bajo esa especificación se definió que el nivel de la mortalidad (alta o baja)
depende de qué tan alta es la probabilidad de sucumbir antes del quinto
cumpleaños. Ahora, para estimar características que son intrínsecas a una población
en particular, es decir la forma de la mortalidad, se siguió la metodológica
desarrollada en Wilmoth, et al. (2012), pero se usaron los tres primeros vectores de
la matriz unitaria U, que resultó de hacer una descomposición en valores singulares
a la matriz de varianzas y covarianzas de los errores, así:
U ∙ Σ ∙ V = ��� (3)
Donde el error �, es una matriz de la forma ����� =
���1� ⋯ ��10� ⋯ ��100��. Aunque el primer vector es el que captura más
dispersión en la covarianza del error, el número de vectores a utilizar es arbitrario.
Usar más de uno permite incorporar patrones más complejos y, por otro lado, el
modelo está abierto a reproducir más valores de entrada. Con tres vectores se cuenta
con suficientes grados de libertad para que el modelo sea ajustable a los cuatro
valores de entrada que tenemos para cada región. Así, la ecuación 2 puede ser escrita
de la forma:
20
���q���� = ���,� + ���,� ∙ ���q�5�� + ���,� ∙ ���q�5��� + ∑ �� ∙ U�������� (4)
Estimado el modelo, el ejercicio de ajuste consistió en calcular por métodos
numéricos el valor de tres parámetros ��, que, en conjunto con q�5�, hacen que la
ecuación 4 reproduzca una tabla de vida con la información propia de cada región.
En síntesis, el modelo de tabla de vida usó información incompleta de las regiones
colombianas y calculó una solución factible usando como referencia tablas de vida
empíricas de otras poblaciones.
3.3 Ajuste del modelo a los datos de las regiones colombianas
Un modelo de tabla de vida puede reproducir patrones de la mortalidad por dos
razones. Primero, en la estimación el modelo explota la alta correlación que existe
en las probabilidades de muerte de edades diferentes, lo cual es útil para definir el
nivel de mortalidad a partir de una de ellas. Segundo, en el ajuste se explota la
correlación entre edades en la dispersión no explicada por el nivel de la mortalidad,
pues se recupera información de la matriz de varianzas y covarianzas del error. El
Gráfico 1 muestra la dispersión entre la probabilidad de morir antes del quinto
cumpleaños y la probabilidad de morir entre los 20 y los 50 años de vida. En el
gráfico se representan dos tipos de datos, los que se usaron para estimar el modelo
y los datos colombianos que se querían ajustar. En el gráfico también se muestra el
ajuste que se le hace a los datos a partir del modelo cuadrático indicado en la
ecuación 2, así como desviaciones a ese patrón utilizando la ecuación 4 con valores
�� = ±1.
21
Gráfico 1 Dispersión de las probabilidades de muerte
Mujeres Hombres
Fuente: Dane. Estadísticas Vitales (1985-2013). Archivo Nacional de Datos; University of California, Berkeley (USA), and Max Planck Institute for Demographic Research (Germany). Human Mortality Database (HMD). Recuperado el 17 de febrero de 2014, de www.mortality.org. Cálculos del autor.
El Gráfico 1 muestra que en el caso de los hombres, a un mismo nivel de mortalidad
en edades tempranas q�5�, la mortalidad entre los 20 y los 49 años de vida es
típicamente más alta que la predicción que se hace a partir de otras poblaciones. Este
exceso de mortalidad masculino está relacionado con las causas externas de muerte;
por ejemplo, los homicidios. De acuerdo con el Gráfico 1, el exceso de mortalidad
masculina entre los 20 y los 49 años de vida también es apreciable en algunas
poblaciones que tuvieron niveles de mortalidad más altos y más bajos que los
observados en los datos colombianos. Teniendo en cuenta que se trata de una
característica particular de los datos colombianos, pero también reproducida por
otras poblaciones; entonces la probabilidad de muerte entre los 20 y los 49 años es
0,010
0,100
1,000
0,001 0,010 0,100 1,000
HMD Colombia Pacífico
ln[q(5)]
ln[30q20]
0,010
0,100
1,000
0,001 0,010 0,100 1,000
HMD Colombia Pacífico
ln[q(5)]
ln[30q20]
22
una característica que queremos mantener en una tabla de vida modelo y un criterio
adecuado para calcular el conjunto de valores ��.
Gráfico 2 Tasas específicas de mortalidad (logaritmo) estimadas por el modelo empírico
de tabla de vida para el Pacífico colombiano en 2010-2013
Mujeres Hombres
Fuente: Las relacionadas en el Cuadro 1.
En el Gráfico 2 se muestra el ajuste del modelo a la mortalidad del Pacífico
colombiano en el período 2010-2013. Aunque el modelo se estimó para las
probabilidades acumuladas de muerte, las tasas de mortalidad que aplican en cada
una de las edades se recuperan de las probabilidades de muerte estimadas por el
modelo usando la ecuación 5. El supuesto implícito de la ecuación 5 es que la
mortalidad es constante en cada intervalo de edad, lo cual no resulta restrictivo
teniendo en cuenta que los intervalos de edad son de un año:
�� � = � μ��������� = −�� ���������
������� (5)
0,0001
0,0010
0,0100
0,1000
1,00000 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
Estimadopor métodoindirectoAjustado almodelo
edad
0,0001
0,0010
0,0100
0,1000
1,00000 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
Estimadopor métodoindirectoAjustado almodelo
edad
23
4. Métodos
4.1. Tablas de vida con múltiples causas de muerte
Se pueden hacer varios ejercicios a partir de una tabla de vida y los porcentajes de
defunciones atribuidos a cada una de las causas de la mortalidad. En este documento
se hicieron dos tipos de ejercicios: tablas de vida con múltiples causas de salida y
tablas de vida asociadas en las que se elimina una de ellas, pero las tasas de
mortalidad de las demás causas se mantienen constantes. La tabla de vida con
múltiples causas de salida permite contabilizar probabilidades de muerte por cada
una de ellas en diferentes momentos de la vida, bajo el supuesto de cohorte sintética.
Así, el número de muertes por una causa �, a una edad exacta �, resulta de
multiplicar el total de defunciones en la tabla de vida, por el porcentaje observado
en las estadísticas vitales, de la forma:
d���� = d��� ∙ ���������
(6)
∑d���� = d���
Una vez calculado el número de muertes para todas las causas y edades, la
probabilidad de morir por una causa � en un intervalo de edad, se define como el
cociente que resulta de dividir el total de muertes atribuidas a esa causa por el
número de personas que llegaron con vida a la edad mínima del intervalo. Esta
probabilidad se muestra en la ecuación 7, en la que el denominador se iguala al total
de muertes que se contabilizan en la tabla de vida a partir de esa edad.
�� �� = � �������
����
� ��������
(7)
La ecuación 7 es útil para comparar la severidad de las causas de muerte en
intervalos de edad específicos o durante todo el curso de vida. Algunas
observaciones hechas a partir del método de las tablas de vida con múltiples causas
de salida están descritas en la sección de resultados. Una ventaja del estudio de las
24
causas de muerte usando probabilidades y no porcentajes, en los que se agrupa la
población de todas las edades, es que permite comparaciones estandarizadas.
4.2. Eliminación de una causa de muerte
Una forma de cuantificar el peso de una causa de muerte es calculando la ganancia
en años de vida que se obtendría si esa causa fuera eliminada pero manteniendo
constantes las tasas de mortalidad que operan en las demás. En la literatura de
métodos demográficos se ha aclarado que se trata más de un ejercicio analítico y no
de una proyección, pues así como no resulta realista suponer que una causa de
muerte se puede eliminar por completo, tampoco es válido decir que todo lo demás
permanecerá igual (Beltrán-Sánchez, Preston y Canudas-Romo, 2008). Sin embargo,
se trata de un ejercicio práctico en la medida que se pueden comparar las causas de
muerte en su capacidad para determinar la longevidad de una población. Entre más
temprano en la vida ocurran las muertes por una causa o entre mayor sea su
incidencia a lo largo de ella, mayor va a ser la ganancia de poder controlarla (Vaupel,
1986). Una ventaja del ejercicio es que las cantidades están expresadas en años de
vida, por lo tanto comparables entre regiones y en el tiempo. Esto también facilita el
que se pueda cuantificar su valor económico.
Cuando se elimina una causa de muerte se debe tener en cuenta que, aunque todo
lo demás se mantenga constante, la probabilidad de morir por otras causas aumenta
(Preston, Heuveline y Guillot, 2001). Por ejemplo, en el caso extremo que solo
existieran dos causas y se elimina una, entonces la probabilidad de morir por la otra
causa es del 100%. Sin embargo, lo que se debe mantener presente es que el efecto
directo de eliminar una de ellas está en aumentar la probabilidad de supervivencia
a todas las causas combinadas, lo que necesariamente aumentaría la longevidad.
Así, partiendo de p���, la probabilidad de sobrevivir a todas las causas de muerte, a
la edad exacta �, es el producto de sobrevivir a cada una de las causas que operan
independientemente, así:
25
p��� = e�� ∑��������� (8.1)
p��� = e�� ��������� ∙ e�� ∑ �������� ���
� (8.2)
p��� = p���� ∙ p����� (8.3)
El objetivo del ejercicio consistió en calcular la probabilidad de sobrevivir a todas las
causas de muerte menos a la i-ésima, es decir p�����. La ecuación 8.3 muestra que
cuando se elimina una causa de muerte activa, es decir cuando 0 < p���� < 1, se
llega a una probabilidad de supervivencia más alta p����� > p���. Para estimar la
supervivencia que resultaría de eliminar una causa de muerte se siguió la
aproximación de Chiang (1968); es decir que se asumió que la fuerza de mortalidad
de una causa determinada μ����, es proporcional al número de muertes que produce
D����, como se muestra en la ecuación 9:
μ���� = μ��� ∙ ���������
(9)
Como lo definimos antes, el porcentaje de muertes atribuidas a cada causa puede
ser calculado a partir de las estadísticas vitales. A partir de la ecuación 9 se
calcularon tasas específicas de mortalidad asociadas a la eliminación de una causa
de muerte en cada región y período de análisis. El Gráfico 3 muestra un ejemplo del
cambio en la fuerza de mortalidad que estaría asociado a la eliminación de una causa
de muerte en el Pacífico colombiano. En el gráfico se comparan los homicidios con
las muertes por enfermedades del sistema circulatorio, según el efecto que tiene cada
una de ellas en determinar la mortalidad.
26
Gráfico 3 Cambio en las tasas específicas de mortalidad (logaritmo) cuando se elimina una
causa de muerte. Pacífico colombiano, 2010-2013
(homicidios vs. enfermedades del sistema circulatorio)
Mujeres Sin homicidios
Hombres Sin homicidios
Mujeres Sin enfermedades del sistema circulatorio
Hombres Sin enfermedades del sistema circulatorio
Fuente: Las relacionadas en el Cuadro 1.
0,0001
0,0010
0,0100
0,1000
1,00000 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
Todas lascausasEliminandouna causa
edad
0,0001
0,0010
0,0100
0,1000
1,00000 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
Todas lascausasEliminandouna causa
edad
0,0001
0,0010
0,0100
0,1000
1,00000 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
Todas lascausasEliminandouna causa
edad
0,0001
0,0010
0,0100
0,1000
1,00000 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
Todas lascausasEliminandouna causa
edad
27
A partir del Gráfico 3 se pueden observar las edades que más se beneficiarían de las
reducciones en la mortalidad. En el caso de los hombres en el Pacífico, una de las
causas que más llama la atención son los homicidios. Al controlarse esta causa
disminuiría la mortalidad de los hombres entre los 15 y 49 años de edad. En
contraste, controlar el grupo de causas relacionadas con el sistema circulatorio
reduciría la mortalidad de hombres y mujeres mayores a 40 años.
��,��� = �������
∙ � p��������� (10)
Teniendo en cuenta que eliminar una causa de muerte aumenta la supervivencia, se
calcularon esperanzas de vida usando la ecuación 10. Primero, manteniendo activas
todas las causas de muerte; y segundo, eliminando una de ellas en condiciones de
estática comparativa.
4.3. Valor estadístico de la vida
El valor estadístico de la vida es una estimación de la disposición marginal a pagar
(���) por que ciertos riesgos sean evitados. Uno de los riesgos que se pueden
considerar es la mortalidad por una causa en particular. Si un individuo maximiza
su utilidad de toda la vida tomando en cuenta sus probabilidades de supervivencia;
entonces, ante la posibilidad de evitar algunas causas de muerte, es posible calcular
el valor monetario que estaría dispuesto a pagar por extender su longevidad. Así, el
valor estadístico de la vida se calcula a partir de la tasa marginal de sustitución entre
la riqueza y la supervivencia (Rosen, 1988). Teniendo en cuenta que los cambios en
las condiciones de salud pueden mejorar la calidad y aumentar la cantidad de años
de vida (Murphy y Topel, 2006), los cambios en la ��� son informativos de la
importancia relativa que tiene una causa de muerte en determinar el estado de salud
de una población.
La ventaja de usar la ��� para medir la carga de muerte está en que se pueden
incorporar otros elementos adicionales a la mortalidad, como son la tasa de
28
descuento intertemporal, la riqueza y las preferencias de los individuos relacionadas
con el riesgo. Si las preferencias por consumo son independientes en cada momento
del tiempo (Rosen, 1988), en un horizonte de planeación discreto (Soares, 2006), en
el que un individuo representativo que llega a la edad de � años descuenta el futuro
a una tasa �, e incorpora las probabilidades de supervivencia en sus planes de
consumo; entonces, la utilidad esperada está dada por la ecuación 11. En la que por
simplicidad se asumió que la utilidad ��∙�, es una función que únicamente depende
del consumo ��.
����� = ∑ �1 + ������ ∙ ���, �� ∙ ��������� (11)
���, �� = �����
∙ � p���������
Teniendo en cuenta que, en todo momento, el individuo cumple con una restricción
de presupuesto en la que sus consumos esperados no exceden el valor de su riqueza
��, de la forma:
�� = �� + ∑ �1 + ������ ∙ ���, �� ∙ ������ (12)
Donde ��, corresponde al valor de activos financieros que le permiten al individuo
suavizar su consumo. Entonces el valor monetario ����, que este individuo estaría
dispuesto a pagar por evitar el riesgo de muerte relacionado con una causa �, está
dado por la ecuación 13:
������� = � ∙ �����������
� ∙ ∑ �1 + ������ ∙ ���� ��, ������ (13)
La ecuación 13 muestra que la ����, depende del nivel óptimo de consumo �; de la
elasticidad de la función de utilidad evaluada en el óptimo ���� = �′��� ∙ � ����⁄ ; y
del aumento en la supervivencia que obtendría si pudiera evitar el riesgo de muerte
�, es decir:
���� ��, �� =�
����∙ � p��������
� − �������
∙ � p����������� (14)
29
Para cada causa-región-edad-sexo-quinquenio se calcularon los aumentos en la
supervivencia descritos por la ecuación 14, a partir de dos tablas de vida: una en la
que operan todas las causas de muerte en cada región-edad-sexo-quinquenio; y la
tabla de vida asociada en la que se elimina una causa de muerte: Esta última fue
resultado del ejercicio anterior.
Conocidos los aumentos en la supervivencia, a partir de la ecuación 13 se calculó la
��� como porcentaje del consumo; es decir ������� �⁄ , para una elasticidad del
consumo y una tasa de descuento dadas. En todos los casos se usó un valor ���� =
0,346, el cual se asume en la literatura relacionada (Murphy y Topel, 2003; Becker,
Philipson y Soares, 2005; Soares, 2006); y una tasa de descuento intertemporal, � =
0,03. Teniendo en cuenta que se usaron los mismos valores en todos los casos, las
diferencias ������� �⁄ entre regiones o entre dos momentos del tiempo solamente
expresan cambios en la mortalidad.
5. Resultados
5.1. Probabilidades de muerte en diferentes momentos de la vida
A partir del modelo de tabla de vida con múltiples causas de salida (ecuación 7), se
calcularon las probabilidades de muerte por cada una de las causas durante todo el
curso de la vida. Esto es haciendo el intervalo de edad lo suficientemente grande,
por ejemplo � = ∞; y tomando en cuenta el nacimiento como el momento inicial � =
0. Ese valor resulta particularmente útil para hacer comparaciones entre
poblaciones, pues al ser calculado a partir de una tabla de vida solamente depende
de la mortalidad y no de otras características que hacen diferentes a las poblaciones,
como es el caso de la distribución por edades. El Cuadro 2 muestra las
probabilidades de muerte calculadas para cada causa y en cada región, desde que
los individuos nacen hasta que mueren.
30
Los resultados muestran que, manteniendo constante las condiciones de mortalidad
observadas en el periodo 2010-2013, la probabilidad de muerte por infecciones que
tiene mujer en el Pacífico colombiano durante toda su vida es de 1,90%, y se trata de
una cantidad inferior comparada con la probabilidad de morir por enfermedades
del sistema circulatorio la cual se estima en 41,18% para la misma población. En el
caso del sexo masculino, la probabilidad de muerte por infecciones es de 2,08%, y es
inferior a la que se estima en otras causas. Llama particularmente la atención que el
17,67% de los hombres nacidos en el Pacífico mueren por causas externas, de los
cuales 8,94 puntos están explicados por homicidios. Aunque las causas externas son
más prevalentes en el caso de los hombres, los porcentajes calculados para el Pacífico
son mucho más altos que en otras regiones.
31
Cuadro 2 Probabilidades de muerte por causas agrupadas, todas las edades
Mujeres, 2010-2013
Pacífico Caribe Bogotá Resto Nacional Causas externas 3,76 1,96 2,25 3,01 2,70 Homicidio 1,00 0,41 0,29 0,75 0,61 Infecciones 1,90 2,64 1,41 1,94 1,97 Transmitidas por vectores 0,05 0,10 0,12 0,12 0,11 Sistema circulatorio 41,18 40,80 38,08 39,86 39,78 Enfermedad cerebrovascular 11,48 10,84 9,46 9,09 9,59 Enfermedad isquémica del corazón 16,72 17,84 16,51 19,76 18,69 Sistema respiratorio 10,92 13,70 14,93 14,17 14,03 Crónicas 5,77 5,66 9,07 8,08 7,71 Neumonía 3,17 4,78 3,60 3,93 3,97 Neoplasias (cáncer) 17,60 15,47 21,69 19,31 19,04 Afecciones mal definidas 4,35 3,61 1,35 1,78 2,16 Otras 20,29 21,82 20,29 19,92 20,31 Todas 100,00 100,00 100,00 100,00 100,00
Hombres, 2010-2013
Pacífico Caribe Bogotá Resto Nacional Causas externas 17,67 10,16 7,22 14,65 12,54 Homicidio 8,94 4,73 2,57 7,49 6,07 Infecciones 2,08 3,77 2,05 2,70 2,76 Transmitidas por vectores 0,04 0,09 0,12 0,18 0,15 Sistema circulatorio 33,49 37,44 34,12 34,93 35,28 Enfermedad cerebrovascular 8,10 8,42 6,88 6,53 7,01 Enfermedad isquémica del corazón 15,55 18,49 17,59 19,45 18,86 Sistema respiratorio 11,93 12,94 14,48 12,68 12,99 Crónicas 7,17 6,24 8,55 7,55 7,47 Neumonía 2,75 3,75 3,73 3,23 3,38 Neoplasias (cáncer) 16,05 15,71 21,82 17,61 17,96 Afecciones mal definidas 3,82 3,20 2,01 1,76 2,19 Otras 14,94 16,79 18,30 15,66 16,28 Todas 100,00 100,00 100,00 100,00 100,00 Fuente: Las relacionadas en el Cuadro 1.
32
Cuadro 3 Probabilidades de muerte por causas agrupadas, 0-4 años de edad
Mujeres, 2010-2013
Pacífico Caribe Bogotá Resto Nacional Causas externas 7,73 3,72 2,69 7,50 5,54 Homicidio 0,69 0,27 0,47 0,81 0,58 Infecciones 12,94 17,44 9,40 11,25 12,83 Transmitidas por vectores 0,52 0,45 0,14 0,59 0,47 Sistema circulatorio 4,76 4,93 4,32 4,03 4,39 Enfermedad cerebrovascular 0,42 0,52 0,33 0,32 0,39 Enfermedad isquémica del corazón 0,00 0,00 0,00 0,00 0,00 Sistema respiratorio 29,57 30,00 24,70 24,60 26,56 Crónicas 0,22 0,28 0,13 0,25 0,23 Neumonía 7,84 5,58 4,46 4,85 5,23 Neoplasias (cáncer) 1,04 1,37 2,39 1,77 1,71 Afecciones mal definidas 3,09 1,78 6,46 2,70 3,15 Otras 40,87 40,76 50,03 48,16 45,82 Todas 100,00 100,00 100,00 100,00 100,00
Hombres, 2010-2013
Pacífico Caribe Bogotá Resto Nacional Causas externas 9,94 4,65 3,08 8,66 6,68 Homicidio 1,00 0,36 0,71 0,82 0,71 Infecciones 13,77 18,19 10,07 10,15 12,70 Transmitidas por vectores 0,34 0,36 0,14 0,42 0,35 Sistema circulatorio 4,57 4,70 3,69 4,81 4,56 Enfermedad cerebrovascular 0,48 0,42 0,17 0,27 0,32 Enfermedad isquémica del corazón 0,10 0,00 0,00 0,00 0,00 Sistema respiratorio 29,57 30,13 26,67 24,68 26,92 Crónicas 0,54 0,36 0,17 0,25 0,30 Neumonía 7,62 5,55 5,38 5,26 5,56 Neoplasias (cáncer) 0,89 1,24 2,29 2,15 1,84 Afecciones mal definidas 3,35 1,63 6,95 2,89 3,28 Otras 37,91 39,45 47,26 46,67 44,02 Todas 100,00 100,00 100,00 100,00 100,00 Fuente: Las relacionadas en el Cuadro 1.
Teniendo en cuenta que las muertes por infecciones están más concentradas en los
primeros años de vida, se calculó la probabilidad de muerte durante la primera
33
infancia. El Cuadro 3 muestra que las enfermedades del sistema respiratorio son la
causa de muerte más probable en el Pacífico durante la primera infancia con un
29,57%. Asimismo, las infecciones tienen un peso nada despreciable al explicar un
12,94% de las muertes en mujeres de 0 a 4 años de edad. Las comparaciones
regionales son válidas teniendo en cuenta que las estimaciones provienen de la tabla
de vida y no de los porcentajes de defunciones. Sin embargo, se debe tener en cuenta
que la probabilidad de morir en la primera infancia no es igual en todas las regiones.
5.2. Aumentos en la esperanza de vida
El Cuadro 4 muestra el aumento en la esperanza de vida que resultaría de eliminar
cada una de las causas relacionadas de forma individual y permanente. Así, las
estimaciones permiten dimensionar qué tanto reducen la longevidad. En el caso de
las mujeres, resulta general para todas las regiones que el mayor peso de la
mortalidad lo tiene el total de enfermedades del sistema circulatorio y a este le sigue
el total de neoplasias (cáncer). Sin embargo, en el caso de los hombres el total de
muertes relacionadas con causas externas reduce la longevidad en una cantidad de
años comparable al total de enfermedades del sistema circulatorio. Por ejemplo, para
el periodo 2010-2013, los homicidios reducían en 2,43 años la longevidad de la
población masculina, cantidad que en el Pacífico colombiano llegaba a ser la más
alta de Colombia, con una reducción estimada en 3,56 años de vida potencial y en
Bogotá se estimaba en 1,09 años. Teniendo en cuenta que existen brechas en la
longevidad entre Bogotá y el Pacífico, estas en parte podrían ser explicadas por el
hecho que en el Pacífico la mortalidad por homicidios sigue siendo alta.
Los resultados también indican que, comparado con otras causas de muerte, las
infecciones no reducen severamente la longevidad. En efecto, no se aprecian grandes
diferencias entre regiones (a excepción del Caribe), ni entre hombres y mujeres.
Asimismo, la carga de la mortalidad en el Pacífico por enfermedades degenerativas
(enfermedad cerebrovascular, enfermedad isquémica del corazón y el cáncer) no es
34
muy diferente a la que se estima para el total nacional. Esto plantea que, a pesar de
las diferencias regionales en la longevidad, las regiones se encuentran en procesos
similares de transición epidemiológica.
Cuadro 4 Aumento en la esperanza de vida si se eliminara una de las diferentes causas
Mujeres, 2010-2013 Pacífico Caribe Bogotá Resto Nacional Causas externas 1,15 0,57 0,49 0,90 0,77 Homicidio 0,39 0,17 0,13 0,31 0,25 Infecciones 0,42 0,65 0,30 0,40 0,44 Transmitidas por vectores 0,02 0,03 0,02 0,03 0,03 Sistema circulatorio 5,10 5,04 4,09 4,47 4,54 Enfermedad cerebrovascular 1,14 1,09 0,88 0,85 0,92 Enfermedad isquémica del corazón 1,55 1,74 1,38 1,77 1,69 Sistema respiratorio 1,31 1,66 1,40 1,43 1,47 Crónicas 0,45 0,45 0,57 0,62 0,58 Neumonía 0,38 0,51 0,35 0,37 0,39 Neoplasias (cáncer) 2,64 2,47 3,16 2,81 2,83 Afecciones mal definidas 0,43 0,33 0,28 0,19 0,24 Otras 3,03 3,27 2,78 2,65 2,80
Hombres, 2010-2013
Pacífico Caribe Bogotá Resto Nacional Causas externas 6,33 3,48 2,24 5,22 4,36 Homicidio 3,56 1,84 1,09 3,02 2,43 Infecciones 0,54 1,00 0,50 0,62 0,67 Transmitidas por vectores 0,01 0,03 0,02 0,04 0,03 Sistema circulatorio 3,95 4,66 3,89 4,26 4,28 Enfermedad cerebrovascular 0,81 0,82 0,66 0,64 0,69 Enfermedad isquémica del corazón 1,51 1,99 1,72 2,03 1,95 Sistema respiratorio 1,43 1,64 1,51 1,37 1,45 Crónicas 0,54 0,50 0,59 0,60 0,58 Neumonía 0,37 0,42 0,39 0,35 0,38 Neoplasias (cáncer) 2,06 2,00 2,83 2,26 2,32 Afecciones mal definidas 0,44 0,34 0,43 0,24 0,31 Otras 2,24 2,52 2,58 2,24 2,36 Fuente: Las relacionadas en el Cuadro 1.
35
Cuadro 5 Aumento en la esperanza de vida productiva, 20 a 64 años de edad
Mujeres, 2010-2013 Pacífico Caribe Bogotá Resto Nacional Causas externas 0,42 0,20 0,16 0,32 0,27 Homicidio 0,20 0,09 0,06 0,15 0,12 Infecciones 0,08 0,14 0,05 0,10 0,09 Transmitidas por vectores 0,00 0,00 0,00 0,01 0,00 Sistema circulatorio 0,38 0,35 0,22 0,31 0,30 Enfermedad cerebrovascular 0,13 0,10 0,08 0,09 0,09 Enfermedad isquémica del corazón 0,13 0,13 0,06 0,12 0,11 Sistema respiratorio 0,08 0,11 0,05 0,09 0,08 Crónicas 0,02 0,02 0,01 0,02 0,02 Neumonía 0,04 0,06 0,03 0,04 0,04 Neoplasias (cáncer) 0,56 0,53 0,57 0,55 0,55 Afecciones mal definidas 0,06 0,04 0,06 0,03 0,04 Otras 0,43 0,40 0,27 0,31 0,33
Hombres, periodo 2010-2013
Pacífico Caribe Bogotá Resto Nacional Causas externas 3,36 1,83 1,10 2,81 2,29 Homicidio 2,13 1,10 0,60 1,79 1,42 Infecciones 0,14 0,30 0,16 0,23 0,22 Transmitidas por vectores 0,00 0,01 0,00 0,01 0,01 Sistema circulatorio 0,38 0,51 0,34 0,45 0,44 Enfermedad cerebrovascular 0,09 0,11 0,08 0,09 0,09 Enfermedad isquémica del corazón 0,17 0,27 0,15 0,24 0,23 Sistema respiratorio 0,12 0,12 0,09 0,12 0,12 Crónicas 0,03 0,03 0,02 0,03 0,03 Neumonía 0,05 0,05 0,05 0,06 0,06 Neoplasias (cáncer) 0,36 0,32 0,45 0,38 0,39 Afecciones mal definidas 0,09 0,06 0,12 0,06 0,08 Otras 0,31 0,30 0,26 0,31 0,30 Fuente: Las relacionadas en el Cuadro 1.
El Cuadro 5 describe el aumento en esperanza de vida productiva (20 a 64 años de
edad) que resultaría de eliminar algunas causas de muerte. Hay dos hechos
relevantes para discutir. Primero, tanto para los hombres como para las mujeres en
el Pacífico, las causas externas siguen representando una carga mayor a la que se
estima en otras regiones de Colombia. Segundo, teniendo en cuenta que los
36
homicidios ocurren con mayor incidencia entre los 20 y los 49 años de vida, esta
causa de muerte se traduce en una pérdida significativa de años de vida productiva
para la región. Manteniendo todo lo demás constante, eliminar esta causa de muerte
en el Pacífico produciría un aumento de 2,13 años de vida productiva en el caso de
los hombres y 0,20 años de vida en el caso de las mujeres.
5.3. Valoración económica de la longevidad
Las estimaciones del valor económico de la longevidad señalan que en el Pacífico
aumenta la importancia relativa de las muertes relacionadas con enfermedades del
sistema circulatorio. En el caso específico de la enfermedad isquémica del corazón
(Gráfico 4), su valoración económica ha aumentado periodo tras periodo; lo que
indica que las tasas específicas de mortalidad por estas causas han aumentado en la
región. Sin embargo, en el caso de la enfermedad cerebrovascular (Gráfico 5), el
valor aumenta entre 1985 y 2004, pero desciende en el periodo 2005-2013. El aumento
podría estar explicado, parcialmente, porque la calidad en los registros vitales de esa
región mejoró: ante una disminución en el porcentaje de defunciones con signos y
síntomas mal definidos, aumentaría el porcentaje de enfermedades clasificadas en
los grupos en mención. Sin embargo, la disminución en el valor económico que
ocurre en el periodo 2010-2013 estaría relacionada con reducciones efectivas en la
mortalidad.
En contraste, el valor económico de la mortalidad relacionada con la enfermedad
isquémica del corazón (Gráfico 4) muestra algunas disminuciones en Bogotá en el
periodo 2000-2013 y en el caso de la enfermedad cerebrovascular (Gráfico 5), Bogotá
se caracteriza por una reducción sistemática entre 1985-2013. Lo anterior indica que
la mortalidad por esas causas se ha reducido sistemáticamente en Bogotá y no
podrían ser atribuido a mejoras en el registro teniendo en cuenta que el porcentaje
de defunciones con signos y síntomas mal definidos se ha mantenido bajo desde
1985. Sobre los cambios en el valor de la supervivencia en Bogotá se puede decir que,
37
mientras el descenso en la enfermedad cerebrovascular fue acelerado y se movió
hacia edades más avanzadas, los cambios en la mortalidad por la enfermedad
isquémica del corazón no se hicieron notar sino a partir del año 2000.
Gráfico 4 Disposición marginal a pagar por eliminar la mortalidad causada por la
enfermedad isquémica del corazón, Mujeres
Pacífico
Bogotá
Fuente: Las relacionadas en el Cuadro 1.
0,0
0,2
0,4
0,6
0,8
1,0
1,2
1,4
1,6
1,8
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
1985-1989 1990-1994
1995-1999 2000-2004
2005-2009 2010-2013
edad
dmp/
c
0,0
0,2
0,4
0,6
0,8
1,0
1,2
1,4
1,6
1,8
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
1985-1989 1990-1994
1995-1999 2000-2004
2005-2009 2010-2013
edad
dmp/
c
38
Gráfico 5 Disposición marginal a pagar por eliminar la mortalidad causada por la
enfermedad cerebrovascular, Mujeres
Pacífico
Bogotá
Fuente: Las relacionadas en el Cuadro 1.
Cuando se comparan todas las causas de muerte en el Pacífico, sobresale el alto valor
que un individuo representativo estaría dispuesto a pagar por eliminar la
mortalidad por homicidios. La máxima valoración económica por esta causa la
hacen los hombres a la edad de 20 años, quienes estarían dispuestos a pagar casi
cerca de 2,5 veces el valor de su consumo anual (Gráfico 6). Después de los 20 años
de edad, la valoración por evitar esta causa de muerte desciende rápidamente, lo
que ha sido igualmente documentado para Colombia en el contexto internacional
(Soares, 2006) y para los departamentos colombianos (Villamarin, 2011). Sin
embargo, en Bogotá ese mismo valor no llega a ser tres cuartas partes del valor de
0,0
0,2
0,4
0,6
0,8
1,0
1,2
1,4
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
1985-1989 1990-1994
1995-1999 2000-2004
2005-2009 2010-2013
edad
dmp/
c
0,0
0,2
0,4
0,6
0,8
1,0
1,2
1,4
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
1985-1989 1990-1994
1995-1999 2000-2004
2005-2009 2010-2013
edad
dmp/
c
39
un año de consumo. Lo anterior indica que el homicidio en Bogotá, para el periodo
2010-2013 es una causa de muerte de menor importancia relativa, mientras que en el
Pacífico hay espacio para mejorar en este aspecto. Así, entre mayor sean las
reducciones en la mortalidad que ocurre en edades tempranas o en las causas que
tienen mayor incidencia, más grandes van a ser los aumentos en longevidad.
Gráfico 6 Disposición marginal a pagar por eliminar cada una de las causas de mortalidad de forma individual y permanente, Hombres 2010-2013
Pacífico
Bogotá
Fuente: Las relacionadas en el Cuadro 1.
0,0
0,5
1,0
1,5
2,0
2,5
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
InfeccionesHomicidiosEnfermedad Isquémica del CorazónEnfermedad CerebrovascularNeoplasias (cáncer)Sistema Respiratorio
edad
dmp/
c
0,0
0,5
1,0
1,5
2,0
2,5
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
InfeccionesHomicidiosEnfermedad Isquémica del CorazónEnfermedad CerebrovascularNeoplasias (cáncer)Sistema Respiratorio
edad
dmp/
c
40
Gráfico 7 Disposición marginal a pagar por eliminar la mortalidad en Bogotá, Hombres
Enfermedades crónicas del sistema respiratorio vs. Cáncer
Sistema respiratorio (crónicas)
Cáncer
Fuente: Las relacionadas en el Cuadro 1.
Teniendo en cuenta que las dinámicas de mortalidad en Bogotá pueden ser un
referente sobre cambios que también van a ocurrir en otras regiones, dos
características llaman particularmente la atención. La primera, es el aumento en la
valoración del grupo de enfermedades crónicas del sistema respiratorio; pues
aunque su valoración máxima no llega a ser tan alta como la estimada en las
enfermedades del sistema circulatorio, su valor ha crecido consistentemente en el
periodo analizado (Gráfico 7). La segunda característica es el alto valor de las
neoplasias (cáncer) y los mínimos cambios que han ocurrido en esta mortalidad
durante los 29 años estudiados. Teniendo en cuenta que el valor económico de esta
0,0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6
0,7
0,8
0,9
1,0
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
1985-1989 1990-1994
1995-1999 2000-2004
2005-2009 2010-2013
edad
dmp/
c
0,0
0,5
1,0
1,5
2,0
2,5
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
1985-1989 1990-1994
1995-1999 2000-2004
2005-2009 2010-2013
edad
dmp/
c
41
causa no cambia, esto indica que las tasas de mortalidad se han mantenido
constantes.
6. Discusión
Desde la perspectiva del crecimiento moderno se ha argumentado que las
reducciones en la mortalidad podrían tener un efecto positivo para la economía si
logran incrementar la productividad total de los factores más de lo que aumentaría
la población (Acemoglu y Johnson, 2007). En efecto, cuando las reducciones en la
mortalidad ocurren en edades tempranas o en mujeres en edades reproductivas, se
aumentan el crecimiento de la población aunque la fecundidad se mantenga
constante. Si ocurre lo contrario y la población crece más rápido que los recursos,
existe la posibilidad de que se incremente la pobreza y la mortalidad; es decir que se
sobrevienen los controles positivos al crecimiento poblacional descritos por Malthus
(Malthus, 1809; Lee, 2003). Así, esta perspectiva suele ser escéptica sobre lo
beneficioso que puede ser reducir la mortalidad en contextos de ingresos bajos. Bajo
esta premisa también se ha planteado cómo la alta mortalidad podría mantener los
ingresos elevados (Young, 2005). Así, lo que se quiere argumentar en esta discusión
es la necesidad de reducir la mortalidad en el Pacífico, no por las implicaciones
positivas o negativas que esto pueda llegar a tener, sino por el bienestar de la
población.
En Colombia, las brechas regionales en el ingreso per cápita se han incrementado en
los últimos 60 años. También existen disparidades en otros aspectos relacionados
con el bienestar de la población y este documento se enfoca en la esperanza de vida
y las principales causas de mortalidad. En el periodo 1985-2013, la esperanza de vida
al nacer de hombres y mujeres en el Pacífico aumentó, aunque no tan rápido como
en Bogotá o en el agregado Nacional (Romero, 2015). Teniendo en cuenta que las
reducciones en la mortalidad en el mundo han ocurrido con cierta independencia de
factores económicos, en este documento se llama la atención sobre la necesidad de
42
reducir la mortalidad en el Pacífico colombiano a partir de iniciativas de salud
pública e independientemente de su nivel de ingreso por habitante. En ocasiones se
trata de replicar iniciativas que han tenido efectos positivos en reducir la mortalidad
en otros contextos: calidad en el agua para consumo humano y acceso igualitario a
tratamientos médicos.
Conocer las principales causas de muerte y cómo reducen la longevidad en el
Pacífico y no en otras regiones de Colombia, permite identificar en qué aspectos se
debe mejorar en la región para que su esperanza de vida sea tan alta como en las
demás. Asimismo, conocer las causas de mortalidad que coinciden en peso en el
Pacífico y en otras regiones de Colombia, también es útil en mostrar que hay riesgos
de mortalidad que son de igual relevancia en todas las regiones. En el periodo
analizado, el peso de las causas externas y particularmente el de los homicidios en
el Pacífico es más alto que en otras regiones. Las causas de mortalidad también
permiten cuantificar el aumento en el bienestar que tendría la población si algunas
de ellas fueran completamente eliminadas. Si el Pacífico tuviera el mismo nivel de
riqueza que otras regiones, tendría la misma disposición a pagar que otras regiones
para que algunas de estas causas fueran eliminadas. En efecto, el Pacífico
colombiano no tiene el mismo nivel de riqueza si este fuera medido como ingreso
per cápita. La pregunta es si esto justifica o es un impedimento para que en la región
se reduzca la mortalidad.
La longevidad podría ser un indicador clave del bienestar de una población. No se
trata de una medida de menor significancia para la economía, pues si la mortalidad
fuera baja y predecible, menos incertidumbre existiría sobre los horizontes de
planeación de los individuos. La certeza de llegar a la edad del retiro es un incentivo
para que los individuos sean más productivos y ahorren en las edades laborales. En
los ejercicios sobre valor estadístico de la vida se mostró que reducir la mortalidad
aumenta el bienestar de la población en el Pacífico, tanto como en otras regiones de
Colombia. Este es el caso particular de las enfermedades del sistema circulatorio.
43
Desde la perspectiva del crecimiento moderno también se ha argumentado que el
único efecto causal que tuvo la salud sobre el crecimiento es histórico (Acemoglu,
Robinson y Johnson, 2003), cuando, por cuenta del colonialismo, la mortalidad por
infecciones determinó el diseño institucional. Sin embargo, hay que tener en cuenta
que las infecciones no significan lo mismo en la actualidad. Asimismo, aumentar la
esperanza de vida también requiere de instituciones, pero no únicamente las que
favorecen el crecimiento (Easterlin, 2004). El legado colonial que pudo tener el
Pacífico colombiano no debe ser un impedimento para que la región consiga los
mismos niveles de bienestar de otras regiones. En efecto, la falta de recursos
económicos importa e importa más cuando la población crece rápidamente. Sin
embargo, ha sido la búsqueda por aumentar el bienestar, no la benevolencia de las
instituciones, la que ha permitido a los individuos superar la adversidad de la
pobreza (McGuire y Cohelo, 2011).
44
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49
Apéndice
Cuadro A1 Esperanzas de vida y probabilidades de supervivencia
Mujeres, 2010-2013 Pacífico Caribe Bogotá Resto Nacional Esperanza de vida al nacer 75,82 76,70 77,85 76,81 76,94 Esperanza de vida productiva (20 a 64 años) 42,92 43,16 43,60 43,24 43,28 Esperanza de vida en retiro (65 años y más) 17,47 18,07 17,99 17,44 17,67 Probabilidad de cumplir 20 años 0,97 0,97 0,98 0,98 0,98 Probabilidad de cumplir 65 años 0,82 0,83 0,87 0,84 0,84 Probabilidad de sobrevivir entre 20 y 65 0,84 0,86 0,89 0,86 0,86
Hombres, 2010-2013
Pacífico Caribe Bogotá Resto Nacional Esperanza de vida al nacer 69,24 71,63 73,85 69,86 70,90 Esperanza de vida productiva (20 a 64 años) 40,01 41,39 42,37 40,42 40,97 Esperanza de vida en retiro (65 años y más) 15,85 16,25 16,35 15,43 15,78 Probabilidad de cumplir 20 años 0,96 0,97 0,97 0,97 0,97 Probabilidad de cumplir 65 años 0,71 0,75 0,80 0,72 0,74 Probabilidad de sobrevivir entre 20 y 65 0,74 0,78 0,82 0,74 0,76
Fuente: Dane, Estadísticas Vitales (1980-2013). Archivo Nacional de Datos. Cálculos del autor usando información recuperada el 08 de junio de 2016. http://formularios.dane.gov.co/Anda_4_1/index.php/catalog
50
Cuadro A2
Países-años incluidos en la estimación del modelo de tabla de vida
País Años Total
Austria 1921-2009 89
Australia 1947-2010 64
Bélgica 1841-1913; 1919-2009 164
Canadá 1921-2009 89
Suiza 1876-2011 136
Chile 1992-2005 14
Alemania (República Democrática) 1956-2010 55
Alemania (Reunificada) 1990-2010 21
Alemania (República Federal) 1956-2010 55
Dinamarca 1835-2011 177
España 1908-2009 102
Finlandia 1878-2009 132
Francia 1816-2010 195
Gran Bretaña y Gales 1841-2009 169
Hungría 1950-2009 60
Irlanda 1950-2009 60
Israel 1983-2009 27
Italia 1872-2009 138
Japón 1947-2009 63
Holanda 1850-2009 160
Noruega 1846-2009 164
Nueva Zelanda 1948-2008 61
Polonia 1958-2009 52
Portugal 1940-2009 70
Suecia 1751-2011 261
Estados Unidos 1933-2010 78 Fuente: University of California, Berkeley (USA), and Max Planck Institute for Demographic Research (Germany). (s.f.). Human Mortality Database. Recuperado el 17 de febrero de 2014, de www.mortality.org.
51
Gráfico A1
Sensibilidad de los resultados a cambios en los parámetros del modelo Disposición marginal a pagar por eliminar la mortalidad causada por la enfermedad
isquémica del corazón en el Pacífico, Hombres 2010-2013 Cambios en la tasa de descuento
Cambios en la elasticidad del consumo
Fuente: Las relacionadas en el Cuadro A1.
0,0
0,2
0,4
0,6
0,8
1,0
1,2
1,4
1,6
1,8
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
(r = 0,04; e = 0,346)(r = 0,03; e = 0,346)
edad
dmp/
c
0,0
0,2
0,4
0,6
0,8
1,0
1,2
1,4
1,6
1,8
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
(r = 0,03; e = 0,4)(r = 0,03; e = 0,346)
edad
dmp/
c
52
Gráfico A2 Otros resultados no discutidos en el análisis
Disposición marginal a pagar por eliminar la mortalidad causada por neoplasias (cáncer) en Colombia
Mujeres
Hombres
Fuente: Las relacionadas en el Cuadro A1.
0,0
0,5
1,0
1,5
2,0
2,5
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
1985-1989 1990-1994
1995-1999 2000-2004
2005-2009 2010-2013
edad
dmp/
c
0,0
0,5
1,0
1,5
2,0
2,5
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
1985-1989 1990-1994
1995-1999 2000-2004
2005-2009 2010-2013
edad
dmp/
c
53
Gráfico A3 Otros resultados no discutidos en el análisis
Disposición marginal a pagar por eliminar la mortalidad causada por homicidios en Colombia
Mujeres
Hombres
Fuente: Las relacionadas en el Cuadro A1.
0,00
0,05
0,10
0,15
0,20
0,25
0,30
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
1985-1989 1990-1994
1995-1999 2000-2004
2005-2009 2010-2013
edad
dmp/
c
0,0
0,5
1,0
1,5
2,0
2,5
3,0
3,5
4,0
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
1985-1989 1990-1994
1995-1999 2000-2004
2005-2009 2010-2013
edad
dmp/
c
54
Gráfico A4
Otros resultados no discutidos en el análisis Disposición marginal a pagar por eliminar la mortalidad causada por enfermedades
del sistema circulatorio en Colombia Mujeres
Hombres
Fuente: Las relacionadas en el Cuadro A1.
0,0
1,0
2,0
3,0
4,0
5,0
6,0
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
1985-1989 1990-1994
1995-1999 2000-2004
2005-2009 2010-2013
edad
dmp/
c
0,0
1,0
2,0
3,0
4,0
5,0
6,0
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
1985-1989 1990-1994
1995-1999 2000-2004
2005-2009 2010-2013
edad
dmp/
c
ÍNDICE "DOCUMENTOS DE TRABAJO SOBRE ECONOMÍA REGIONAL"
No. Autor Título Fecha
1 Joaquín Viloria de la Hoz Café Caribe: la economía cafetera en la Sierra Nevada de Santa Marta Noviembre, 1997
2 María M. Aguilera Diaz Los cultivos de camarones en la costa Caribe colombiana Abril, 1998
3 Jaime Bonet Morón Las exportaciones de algodón del Caribe colombiano Mayo, 1998
4 Joaquín Viloria de la Hoz La economía del carbón en el Caribe colombiano Mayo, 1998
5 Jaime Bonet Morón El ganado costeño en la feria de Medellín, 1950 – 1997 Octubre, 1998
6 María M. Aguilera Diaz Joaquín Viloria de la Hoz Radiografía socio-económica del Caribe Colombiano Octubre, 1998
7 Adolfo Meisel Roca ¿Por qué perdió la Costa Caribe el siglo XX? Enero, 1999
8 Jaime Bonet Morón La convergencia regional en Colombia: una visión de largo plazo, 1926 – 1995 Febrero, 1999 Adolfo Meisel Roca
9 Luis Armando Galvis A. Determinantes de la demanda por turismo hacia Cartagena, 1987-1998 Marzo, 1999 María M. Aguilera Díaz
10 Jaime Bonet Morón El crecimiento regional en Colombia, 1980-1996: Una aproximación con el método Shift-Share Junio, 1999
11 Luis Armando Galvis A. El empleo industrial urbano en Colombia, 1974-1996 Agosto, 1999
12 Jaime Bonet Morón La agricultura del Caribe Colombiano, 1990-1998 Diciembre, 1999
13 Luis Armando Galvis A. La demanda de carnes en Colombia: un análisis econométrico Enero, 2000
14 Jaime Bonet Morón Las exportaciones colombianas de banano, 1950 – 1998 Abril, 2000
15 Jaime Bonet Morón La matriz insumo-producto del Caribe colombiano Mayo, 2000
16 Joaquín Viloria de la Hoz De Colpuertos a las sociedades portuarias: los puertos del Caribe colombiano Octubre, 2000
17 María M. Aguilera Díaz Jorge Luis Alvis Arrieta
Perfil socioeconómico de Barranquilla, Cartagena y Santa Marta (1990-2000) Noviembre, 2000
18 Luis Armando Galvis A. Adolfo Meisel Roca
El crecimiento económico de las ciudades colombianas y sus determinantes, 1973-1998 Noviembre, 2000
19 Luis Armando Galvis A. ¿Qué determina la productividad agrícola departamental en Colombia? Marzo, 2001
20 Joaquín Viloria de la Hoz Descentralización en el Caribe colombiano: Las finanzas departamentales en los noventas Abril, 2001
21 María M. Aguilera Díaz Comercio de Colombia con el Caribe insular, 1990-1999. Mayo, 2001
22 Luis Armando Galvis A. La topografía económica de Colombia Octubre, 2001
23 Juan David Barón R. Las regiones económicas de Colombia: Un análisis de clusters Enero, 2002
24 María M. Aguilera Díaz Magangué: Puerto fluvial bolivarense Enero, 2002
25 Igor Esteban Zuccardi H. Los ciclos económicos regionales en Colombia, 1986-2000 Enero, 2002
26 Joaquín Viloria de la Hoz Cereté: Municipio agrícola del Sinú Febrero, 2002
27 Luis Armando Galvis A. Integración regional de los mercados laborales en Colombia, 1984-2000 Febrero, 2002
28 Joaquín Viloria de la Hoz Riqueza y despilfarro: La paradoja de las regalías en Barrancas y Tolú Junio, 2002
29 Luis Armando Galvis A. Determinantes de la migración interdepartamental en Colombia, 1988-1993 Junio, 2002
30 María M. Aguilera Díaz Palma africana en la Costa Caribe: Un semillero de empresas solidarias Julio, 2002
31 Juan David Barón R. La inflación en las ciudades de Colombia: Una evaluación de la paridad del poder adquisitivo Julio, 2002
32 Igor Esteban Zuccardi H. Efectos regionales de la política monetaria Julio, 2002
33 Joaquín Viloria de la Hoz Educación primaria en Cartagena: análisis de cobertura, costos y eficiencia Octubre, 2002
34 Juan David Barón R. Perfil socioeconómico de Tubará: Población dormitorio y destino turístico del Atlántico Octubre, 2002
35 María M. Aguilera Díaz Salinas de Manaure: La tradición wayuu y la modernización Mayo, 2003
36 Juan David Barón R. Adolfo Meisel Roca
La descentralización y las disparidades económicas regionales en Colombia en la década de 1990 Julio, 2003
37 Adolfo Meisel Roca La continentalización de la Isla de San Andrés, Colombia: Panyas, raizales y turismo, 1953 – 2003 Agosto, 2003
38 Juan David Barón R. ¿Qué sucedió con las disparidades económicas regionales en Colombia entre 1980 y el 2000? Septiembre, 2003
39 Gerson Javier Pérez V. La tasa de cambio real regional y departamental en Colombia, 1980-2002 Septiembre, 2003
40 Joaquín Viloria de la Hoz Ganadería bovina en las Llanuras del Caribe colombiano Octubre, 2003
41 Jorge García García ¿Por qué la descentralización fiscal? Mecanismos para hacerla efectiva Enero, 2004
42 María M. Aguilera Díaz Aguachica: Centro Agroindustrial del Cesar Enero, 2004
43 Joaquín Viloria de la Hoz La economía ganadera en el departamento de Córdoba Marzo, 2004
44 Jorge García García El cultivo de algodón en Colombia entre 1953 y 1978: una evaluación de las políticas gubernamentales Abril, 2004
45 Adolfo Meisel R. Margarita Vega A.
La estatura de los colombianos: un ensayo de antropometría histórica, 1910-2002 Mayo, 2004
46 Gerson Javier Pérez V. Los ciclos ganaderos en Colombia, 1950-2001 Junio, 2004
47 Gerson Javier Pérez V. Peter Rowland Políticas económicas regionales: cuatro estudios de caso Agosto, 2004
48 María M. Aguilera Díaz La Mojana: Riqueza natural y potencial económico Octubre, 2004
49 Jaime Bonet Descentralización fiscal y disparidades en el ingreso regional:
Noviembre, 2004 experiencia colombiana
50 Adolfo Meisel Roca La economía de Ciénaga después del banano Noviembre, 2004
51 Joaquín Viloria de la Hoz La economía del departamento de Córdoba: ganadería y minería como sectores clave Diciembre, 2004
52 Juan David Barón Gerson Javier Pérez V Peter Rowland.
Consideraciones para una política económica regional en Colombia Diciembre, 2004
53 José R. Gamarra V. Eficiencia Técnica Relativa de la ganadería doble propósito en la Costa Caribe Diciembre, 2004
54 Gerson Javier Pérez V. Dimensión espacial de la pobreza en Colombia Enero, 2005
55 José R. Gamarra V. ¿Se comportan igual las tasas de desempleo de las siete principales ciudades colombianas? Febrero, 2005
56 Jaime Bonet Inequidad espacial en la dotación educativa regional en Colombia Febrero, 2005
57 Julio Romero P. ¿Cuánto cuesta vivir en las principales ciudades colombianas? Índice de Costo de Vida Comparativo Junio, 2005
58 Gerson Javier Pérez V. Bolívar: industrial, agropecuario y turístico Julio, 2005
59 José R. Gamarra V. La economía del Cesar después del algodón Julio, 2005
60 Jaime Bonet Desindustrialización y terciarización espuria en el departamento del Atlántico, 1990 - 2005 Julio, 2005
61 Joaquín Viloria De La Hoz Sierra Nevada de Santa Marta: Economía de sus recursos naturales Julio, 2005
62 Jaime Bonet Cambio estructural regional en Colombia: una aproximación con matrices insumo-producto Julio, 2005
63 María M. Aguilera Díaz La economía del Departamento de Sucre: ganadería y sector público Agosto, 2005
64 Gerson Javier Pérez V. La infraestructura del transporte vial y la movilización de carga en Colombia Octubre, 2005
65 Joaquín Viloria De La Hoz Salud pública y situación hospitalaria en Cartagena Noviembre, 2005
66 José R. Gamarra V. Desfalcos y regiones: un análisis de los procesos de responsabilidad fiscal en Colombia Noviembre, 2005
67 Julio Romero P. Diferencias sociales y regionales en el ingreso laboral de las principales ciudades colombianas, 2001-2004 Enero, 2006
68 Jaime Bonet La terciarización de las estructuras económicas regionales en Colombia Enero, 2006
69 Joaquín Viloria de la Hoz Educación superior en el Caribe Colombiano: análisis de cobertura y calidad. Marzo, 2006
70 José R. Gamarra V. Pobreza, corrupción y participación política: una revisión para el caso colombiano Marzo, 2006
71 Gerson Javier Pérez V. Población y ley de Zipf en Colombia y la Costa Caribe, 1912-1993 Abril, 2006
72 María M. Aguilera Díaz El Canal del Dique y su sub región: una economía basada en su riqueza hídrica Mayo, 2006
73 Adolfo Meisel R. Geografía física y poblamiento en la Costa Caribe colombiana Junio, 2006 Gerson Javier Pérez V.
74 Julio Romero P. Movilidad social, educación y empleo: los retos de la política económica en el departamento del Magdalena Junio, 2006
75 Jaime Bonet Adolfo Meisel Roca
El legado colonial como determinante del ingreso per cápita departamental en Colombia, 1975-2000 Julio, 2006
76 Jaime Bonet Adolfo Meisel Roca Polarización del ingreso per cápita departamental en Colombia Julio, 2006
77 Jaime Bonet Desequilibrios regionales en la política de descentralización en Colombia Octubre, 2006
78 Gerson Javier Pérez V. Dinámica demográfica y desarrollo regional en Colombia Octubre, 2006
79 María M. Aguilera Díaz Camila Bernal Mattos Paola Quintero Puentes
Turismo y desarrollo en el Caribe colombiano Noviembre, 2006
80 Joaquín Viloria de la Hoz Ciudades portuarias del Caribe colombiano: propuestas para competir en una economía globalizada Noviembre, 2006
81 Joaquín Viloria de la Hoz Propuestas para transformar el capital humano en el Caribe colombiano Noviembre, 2006
82 Jose R. Gamarra Vergara Agenda anticorrupción en Colombia: reformas, logros y recomendaciones Noviembre, 2006
83 Adolfo Meisel Roca Julio Romero P Igualdad de oportunidades para todas las regiones Enero, 2007
84 Centro de Estudios Económicos Regionales CEER
Bases para reducir las disparidades regionales en Colombia Documento para discusión Enero, 2007
85 Jaime Bonet Minería y desarrollo económico en El Cesar Enero, 2007
86 Adolfo Meisel Roca La Guajira y el mito de las regalías redentoras Febrero, 2007
87 Joaquín Viloria de la Hoz Economía del Departamento de Nariño: ruralidad y aislamiento geográfico Marzo, 2007
88 Gerson Javier Pérez V. El Caribe antioqueño: entre los retos de la geografía y el espíritu paisa Abril, 2007
89 Jose R. Gamarra Vergara Pobreza rural y transferencia de tecnología en la Costa Caribe Abril, 2007
90 Jaime Bonet ¿Porqué es pobre el Chocó? Abril, 2007
91 Gerson Javier Pérez V. Historia, geografía y puerto como determinantes de la situación social de Buenaventura Abril, 2007
92 Jaime Bonet Regalías y finanzas públicas en el Departamento del Cesar Agosto, 2007
93 Joaquín Viloria de la Hoz Nutrición en el Caribe Colombiano y su relación con el capital humano Agosto, 2007
94 Gerson Javier Pérez V. Irene Salazar Mejía La pobreza en Cartagena: Un análisis por barrios Agosto, 2007
95 Jose R. Gamarra Vergara La economía del departamento del Cauca: concentración de tierras y pobreza Octubre, 2007
96 Joaquín Viloria de la Hoz Educación, nutrición y salud: retos para el Caribe colombiano Noviembre, 2007
97 Jaime Bonet Jorge Alvis Bases para un fondo de compensación regional en Colombia Diciembre, 2007
98 Julio Romero P. ¿Discriminación o capital humano? Determinantes del ingreso laboral de los afrocartageneros Diciembre, 2007
99 Julio Romero P. Inflación, costo de vida y las diferencias en el nivel general de precios de las principales ciudades colombianas. Diciembre, 2007
100 Adolfo Meisel Roca ¿Por qué se necesita una política económica regional en Colombia? Diciembre, 2007
101 Jaime Bonet Las finanzas públicas de Cartagena, 2000 – 2007 Junio, 2008
102 Irene Salazar Mejía Lugar encantados de las aguas: aspectos económicos de la Ciénega Grande del Bajo Sinú Junio, 2008
103 Joaquín Viloria de la Hoz Economía extractiva y pobreza en la ciénaga de Zapatosa Junio, 2008
104
Eduardo A. Haddad Jaime Bonet Geofrey J.D. Hewings Fernando Perobelli
Efectos regionales de una mayor liberación comercial en Colombia: Una estimación con el Modelo CEER Agosto, 2008
105 Joaquín Viloria de la Hoz Banano y revaluación en el Departamento del Magdalena, 1997-2007 Septiembre, 2008
106 Adolfo Meisel Roca Albert O. Hirschman y los desequilibrios económicos regionales: De la economía a la política, pasando por la antropología y la historia Septiembre, 2008
107 Julio Romero P. Transmisión regional de la política monetaria en Colombia Octubre, 2008
108 Leonardo Bonilla Mejía Diferencias regionales en la distribución del ingreso en Colombia Diciembre, 2008
109 María Aguilera Díaz Adolfo Meisel Roca ¿La isla que se repite? Cartagena en el censo de población de 2005 Enero, 2009
110 Joaquín Viloria De la Hoz Economía y conflicto en el Cono Sur del Departamento de Bolívar Febrero, 2009
111 Leonardo Bonilla Mejía Causas de las diferencias regionales en la distribución del ingreso en Colombia, un ejercicio de micro-descomposición Marzo, 2009
112 María M. Aguilera Díaz Ciénaga de Ayapel: riqueza en biodiversidad y recursos hídricos Junio, 2009
113 Joaquín Viloria De la Hoz Geografía económica de la Orinoquia Junio, 2009
114 Leonardo Bonilla Mejía Revisión de la literatura económica reciente sobre las causas de la violencia homicida en Colombia Julio, 2009
115 Juan D. Barón El homicidio en los tiempos del Plan Colombia Julio, 2009
116 Julio Romero P. Geografía económica del Pacífico colombiano Octubre, 2009
117 Joaquín Viloria De la Hoz El ferroníquel de Cerro Matoso: aspectos económicos de Montelíbano y el Alto San Jorge Octubre, 2009
118 Leonardo Bonilla Mejía Demografía, juventud y homicidios en Colombia, 1979-2006 Octubre, 2009
119 Luis Armando Galvis A. Geografía económica del Caribe Continental Diciembre, 2009
120 Luis Armando Galvis A Adolfo Meisel Roca.
Persistencia de las desigualdades regionales en Colombia: Un análisis espacial Enero, 2010
121 Irene Salazar Mejía Geografía económica de la región Andina Oriental Enero, 2010
122 Luis Armando Galvis A Adolfo Meisel Roca.
Fondo de Compensación Regional: Igualdad de oportunidades para la periferia colombiana Enero, 2010
123 Juan D. Barón Geografía económica de los Andes Occidentales de Colombia Marzo, 2010
124 Julio Romero Educación, calidad de vida y otras desventajas económicas de los indígenas en Colombia Marzo, 2010
125 Laura Cepeda Emiliani El Caribe chocoano: riqueza ecológica y pobreza de oportunidades Mayo, 2010
126 Joaquín Viloria de la Hoz Finanzas y gobierno de las corporaciones autónomas regionales del Caribe colombiano Mayo, 2010
127 Luis Armando Galvis Comportamiento de los salarios reales en Colombia: Un análisis de convergencia condicional, 1984-2009 Mayo, 2010
128 Juan D. Barón La violencia de pareja en Colombia y sus regiones Junio, 2010
129 Julio Romero El éxito económico de los costeños en Bogotá: migración interna y capital humano Agosto, 2010
130 Leonardo Bonilla Mejía Movilidad inter-generacional en educación en las ciudades y regiones de Colombia Agosto, 2010
131 Luis Armando Galvis Diferenciales salariales por género y región en Colombia: Una aproximación con regresión por cuantiles Septiembre, 2010
132 Juan David Barón Primeras experiencias laborales de los profesionales colombianos: Probabilidad de empleo formal y salarios Octubre, 2010
133 María Aguilera Díaz Geografía económica del Archipiélago de San Andrés, Providencia y Santa Catalina Diciembre, 2010
134 Andrea Otero Superando la crisis: Las finanzas públicas de Barranquilla, 2000-2009 Diciembre, 2010
135 Laura Cepeda Emiliani ¿Por qué le va bien a la economía de Santander? Diciembre, 2010
136 Leonardo Bonilla Mejía El sector industrial de Barranquilla en el siglo XXI: ¿Cambian finalmente las tendencias? Diciembre, 2010
137 Juan David Barón La brecha de rendimiento académico de Barranquilla Diciembre, 2010
138 Luis Armando Galvis Geografía del déficit de vivienda urbano: Los casos de Barranquilla y Soledad Febrero, 2011
139 Andrea Otero Combatiendo la mortalidad en la niñez: ¿Son las reformas a los servicios básicos una buena estrategia? Marzo, 2011
140 Andrés Sánchez Jabba La economía del mototaxismo: el caso de Sincelejo Marzo, 2011
141 Andrea Otero El puerto de Barranquilla: retos y recomendaciones Abril, 2011
142 Laura Cepeda Emiliani Los sures de Barranquilla: La distribución espacial de la pobreza Abril, 2011
143 Leonardo Bonilla Mejía Doble jornada escolar y la calidad de la educación en Colombia Abril, 2011
144 María Aguilera Díaz Habitantes del agua: El complejo lagunar de la Ciénaga Grande de Santa Marta Mayo, 2011
145 Andrés Sánchez Jabba El gas de La Guajira y sus efectos económicos sobre el departamento Mayo, 2011
146 Javier Yabrudy Vega Raizales y continentales: un análisis del mercado laboral en la isla de San Andrés Junio, 2011
147 Andrés Sánchez Jabba Reformas fiscales verdes y la hipótesis del doble dividendo: un ejercicio aplicado a la economía colombiana Junio, 2011
148 Joaquín Viloria de la Hoz La economía anfibia de la isla de Mompox Julio, 2011
149 Juan David Barón Sensibilidad de la oferta de migrantes internos a las condiciones del mercado laboral en las principales ciudades de Colombia Julio, 2011
150 Andrés Sánchez Jabba Después de la inundación Agosto, 2011
151 Luis Armando Galvis Leonardo Bonilla Mejía
Desigualdades regionales en la dotación de docentes calificados en Colombia Agosto, 2011
152 Juan David Barón Leonardo Bonilla Mejía
La calidad de los maestros en Colombia: Desempeño en el examen de Estado del ICFES y la probabilidad de graduarse en el área de educación
Agosto, 2011
153 Laura Cepeda Emiliani La economía de Risaralda después del café: ¿Hacia dónde va? Agosto, 2011
154 Leonardo Bonilla Mejía Luis Armando Galvis Profesionalización docente y la calidad de la educación en Colombia Septiembre, 2011
155 Adolfo Meisel Roca El sueño de los radicales y las desigualdades regionales en Colombia: La educación de calidad para todos como política de desarrollo territorial
Septiembre, 2011
156 Andrés Sánchez Jabba Etnia y rendimiento académico en Colombia Octubre, 2011
157 Andrea Otero Educación para la primera infancia: Situación en el Caribe Colombiano Noviembre, 2011
158 María Aguilera Díaz La yuca en el Caribe colombiano: De cultivo ancestral a agroindustrial Enero, 2012
159 Andrés Sánchez Jabba El bilingüismo en los bachilleres colombianos Enero, 2012
160 Karina Acosta Ordoñez La desnutrición en los primeros años de vida: Un análisis regional para Colombia Enero, 2012
161 Javier Yabrudy Vega Treinta años de finanzas públicas en San Andrés Islas: De la autosuficiencia a la dependencia fiscal. Enero, 2012
162 Laura Cepeda Emiliani Juan David Barón
Segregación educativa y la brecha salarial por género entre los recién graduados universitarios en Colombia Febrero, 2012
163 Andrea Otero La infraestructura aeroportuaria del Caribe colombiano Febrero, 2012
164 Luis Armando Galvis Informalidad laboral en las áreas urbanas de Colombia Febrero, 2012
165 Gerson Javier Pérez Valbuena Primera versión de la Política de Seguridad Democrática: ¿Se cumplieron los objetivos? Marzo, 2012
166 Karina Acosta Adolfo Meisel Roca Diferencias étnicas en Colombia: Una mirada antropométrica Abril, 2012
167 Laura Cepeda Emiliani ¿Fuga interregional de cerebros? El caso colombiano Abril, 2012
168 Yuri C. Reina Aranza El cultivo de ñame en el Caribe colombiano Junio, 2012
169 Andrés Sánchez Jabba Ana María Díaz Alejandro Peláez et al.
Evolución geográfica del homicidio en Colombia Junio, 2012
170 Karina Acosta La obesidad y su concentración según nivel socioeconómico en Colombia Julio, 2012
171 Javier Yabrudy Vega El aguacate en Colombia: Estudio de caso de los Montes de María, en el Caribe colombiano. Agosto, 2012
172 Andrea Otero Cali a comienzos del Siglo XXI: ¿Crisis o recuperación? Agosto, 2012
173 Luis Armando Galvis Bladimir Carrillo
Un índice de precios espacial para la vivienda urbana en Colombia: Una aplicación con métodos de emparejamiento. Septiembre, 2012
174 Andrés Sánchez Jabba La reinvención de Medellín. Octubre, 2012
175 Karelys Katina Guzmán Los subsidios de oferta y el régimen subsidiado de salud en Colombia. Noviembre, 2012
176 Andrés Sánchez Jabba Manejo ambiental en Seaflower, Reserva de Biosfera en el Archipiélago de San Andrés, Providencia y Santa Catalina. Noviembre, 2012
177 Luis Armando Galvis Adolfo Meisel
Convergencia y trampas espaciales de pobreza en Colombia: Evidencia reciente. Diciembre, 2012
178 Karina Acosta Cartagena, entre el progreso industrial y el rezago social. Diciembre, 2012
179 Gerson Javier Pérez V. La Política de Seguridad Democrática 2002-2006: efectos socioeconómicos en las áreas rurales. Diciembre, 2012
180 María Aguilera Díaz Bucaramanga: capital humano y crecimiento económico. Enero, 2013
181 Andrés Sánchez Jabba Violencia y narcotráfico en San Andrés Febrero, 2013
182 Luis Armando Galvis ¿El triunfo de Bogotá?: desempeño reciente de la ciudad capital. Febrero, 2013
183 Laura Cepeda y Adolfo Meisel ¿Habrá una segunda oportunidad sobre la tierra? Instituciones coloniales y disparidades económicas regionales en Colombia. Marzo, 2013
184 Karelys Guzmán Finol La industria de lácteos en Valledupar: primera en la región Caribe. Marzo, 2013
185 Gerson Javier Pérez Valbuena Barranquilla: avances recientes en sus indicadores socioeconómicos, y logros en la accesibilidad geográfica a la red pública hospitalaria. Mayo, 2013
186 Luis Armando Galvis Dinámica de crecimiento económico y demográfico regional en Colombia, 1985-2011 Mayo, 2013
187 Andrea Otero Diferencias departamentales en las causas de mortalidad en Colombia Mayo, 2013
188 Karelys Guzmán Finol El río Cesar Junio, 2013
189 Andrés Sánchez La economía del bajo San Jorge Julio, 2013
190 Andrea Otero Río Ranchería: Entre la economía, la biodiversidad y la cultura Julio, 2013
191 Andrés Sánchez Jabba Bilingüismo en Colombia Agosto, 2013
192 Gerson Javier Pérez Valbuena Adolfo Meisel Roca Ley de Zipf y de Gibrat para Colombia y sus regiones:1835-2005 Octubre, 2013
193 Adolfo Meisel Roca Leonardo Bonilla Mejía Andrés Sánchez Jabba
Geografía económica de la Amazonia colombiana Octubre, 2013
194 Karina Acosta La economía de las aguas del río Sinú Octubre, 2013
195 María Aguilera Díaz Montes de María: Una subregión de economía campesina y empresarial Diciembre, 2013
196 Luis Armando Galvis Adolfo Meisel Roca
Aspectos regionales de la movilidad social y la igualdad de oportunidades en Colombia Enero, 2014
197 Andrés Sánchez Jabba Crisis en la frontera Enero, 2014
198 Jaime Bonet Joaquín Urrego El Sistema General de Regalías: ¿mejoró, empeoró o quedó igual? Enero, 2014
199 Karina Acosta Julio Romero
Estimación indirecta de la tasa de mortalidad infantil en Colombia, 1964-2008 Febrero, 2014
200 Yuri Carolina Reina A. Acceso a los servicios de salud en las principales ciudades colombianas (2008-2012) Marzo, 2014
201 Antonio José Orozco Gallo Una aproximación regional a la eficiencia y productividad de los hospitales públicos colombianos Marzo, 2014
202 Karelys Guzmán Finol Radiografía de la oferta de servicios de salud en Colombia Mayo, 2014
203
Jaime Bonet Karelys Guzmán Finol Joaquín Urrego Juan Miguel Villa
Efectos del nuevo Sistema General de Regalías sobre el desempeño fiscal municipal: un análisis dosis-respuesta Junio, 2014
204 Jhorland Ayala García La salud en Colombia: más cobertura pero menos acceso Julio, 2014
205 Jaime Bonet Gerson Javier Pérez V. Jhorland Ayala
Contexto histórico y evolución del SGP en Colombia Julio, 2014
206 Andrés Sánchez Jabba Análisis de la respuesta del Estado colombiano frente al Fenómeno de La Niña 2010-2011: El caso de Santa Lucía Julio, 2014
207 Luis Armando Galvis Eficiencia en el uso de los recursos del SGP: los casos de la salud y la educación Agosto, 2014
208
Gerson Javier Pérez V. Ferney Valencia Bernardo González Julio Cesar Cardona
Pereira: contexto actual y perspectivas Septiembre, 2014
209 Karina Acosta Julio Romero P.
Cambios recientes en las principales causas de mortalidad en Colombia Octubre, 2014
210 Jhorland Ayala García Crecimiento económico y empleo en Ibagué Diciembre, 2014
211 Lina Marcela Moyano Luis Armando Galvis
¿Oportunidades para el futuro?: la movilidad social de los adolescentes en Colombia Diciembre, 2014
212 Jhorland Ayala García Aspiraciones económicas, conflicto y trampas de pobreza en Colombia Diciembre, 2014
213 Karina Acosta La salud en las regiones colombianas: inequidad y morbilidad Diciembre, 2014
214 María Aguilera Díaz Determinantes del desarrollo en la avicultura en Colombia: instituciones, organizaciones y tecnología Diciembre, 2014
215 Karelys Guzmán-Finol ¿Qué hay detrás de un cambio en la productividad hospitalaria? Febrero, 2015
216 Luis Armando Galvis-Aponte Lucas Wilfried Hahn-De-Castro
Crecimiento municipal en Colombia: El papel de las externalidades espaciales, el capital humano y el capital físico Febrero, 2015
217 Jhorland Ayala-García Evaluación externa y calidad de la educación en Colombia Abril, 2015
218 Gerson Javier Pérez-Valbuena Alejandro Silva-Ureña Una mirada a los gastos de bolsillo en salud para Colombia Abril, 2015
219 Jaime Bonet-Morón Yuri Reina-Aranza Necesidades de inversión y escenarios fiscales en Cartagena Mayo, 2015
220 Antonio José Orozco-Gallo Un análisis del gasto público en salud de los entes territoriales colombianos Mayo, 2015
221 Karina Acosta-Ordoñez Nutrición y desarrollo en el Pacífico colombiano Julio, 2015
222 Jaime Bonet-Morón Karelys Guzmán-Finol Un análisis regional de la salud en Colombia Agosto, 2015
223 Gerson Javier Pérez-Valbuena Jhorland Ayala-García Edwin Jaime Chiriví-Bonilla
Urbanización y compromiso comunitario: cinco estudios de caso sobre infraestructura social en educación y salud Agosto, 2015
224 Yuri Reina-Aranza Violencia de pareja y estado de salud de la mujer en Colombia Octubre, 2015
225
Gerson Javier Pérez-Valbuena Alí Miguel Arrieta-Arrieta José Gregorio Contreras-Anaya
Río Cauca: La geografía económica de su área de influencia Octubre, 2015
226 Jhorland Ayala-García Movilidad social en el Pacífico colombiano Octubre, 2015
227 Ligia Alba Melo-Becerra Antonio José Orozco-Gallo
Eficiencia técnica de los hogares con producción agropecuaria en Colombia Octubre, 2015
228 Adolfo Meisel-Roca María Aguilera-Díaz Magangué: Capital humano, pobreza y finanzas públicas Noviembre, 2015
229
María Aguilera-Díaz Ali Miguel Arrieta-Arrieta Andrés Fernando Carreño-Castellar Camila Uribe-Villa
Caracterización del comercio en Cartagena y Bolívar, 2000-2014 Diciembre, 2015
230 Mónica Sofía Gómez Luis Armando Galvis-Aponte Vicente Royuela
Calidad de vida laboral en Colombia: un índice multidimensional difuso. Diciembre, 2015
231 Jaime Bonet-Morón Jhorland Ayala-García
Transferencias intergubernamentales y disparidades fiscales horizontales en Colombia Diciembre, 2015
232 Julio Romero-Prieto Población y desarrollo en el Pacífico colombiano Diciembre, 2015
233 Luis Armando Galvis-Aponte Gerson Javier Pérez-Valbuena
Informalidad laboral y calidad del empleo en la Región Pacífica colombiana Diciembre, 2015
234 Lucas Wilfried Hahn-De-Castro Encadenamientos regionales en Colombia 2004 - 2012 Enero, 2016
235 Jaime Bonet-Morón Jhorland Ayala-García La brecha fiscal territorial en Colombia Mayo, 2016
236 Karelys Guzmán-Finol Ana María Estrada-Jabela
Los gobiernos departamentales y la inversión de regalías en Colombia Junio, 2016
237 Lucas Wilfried Hahn-De-Castro Un ejercicio de descomposición estructural para Colombia Junio, 2016
238
Luis Armando Galvis-Aponte Lina Marcela Moyano-Támara Carlos Alberto Alba-Fajardo
La persistencia de la pobreza en el Pacífico colombiano y sus factores asociados
Junio, 2016
239 Iván Higuera-Mendieta Persistencias históricas y discontinuidades espaciales: territorios comunitarios en el Pacífico colombiano Junio, 2016
240 Julio E. Romero-Prieto Aspectos socioeconómicos de la mortalidad en el Pacífico colombiano Junio, 2016