Palabras Clave Desigualdad Acceso Financiamiento Gini México

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1 Salud y Desigualdad: El Caso de México Raúl E. Molina Salazar, Carolina Carbajal De Nova Universidad Autónoma Metropolitana Unidad Iztapalapa, Departamento de Economía Raúl E. Molina Salazar (molinara2005@yahoo.com.mx), Carolina Carbajal De Nova (enova@xanum.uam.mx) Av. San Rafael Atlixco No. 186, Col. Vicentina, Del. Iztapalapa, CP 09340, México D.F., tel: , fax Palabras Clave Desigualdad Acceso Financiamiento Gini México Resumen Se estudia a través de un modelo econométrico, el financiamiento público en los gastos de salud y su nivel de eficiencia medida a través de los principales indicadores macroeconómicos de salud, de ingreso y su desigualdad. Para el caso de México, durante el período de 1980 al Metodología: Utilizando series de tiempo, se analiza la incidencia del producto interno bruto por habitante y del índice de desigualdad en el ingreso Gini, sobre dos de los más importantes indicadores del nivel de salud como son, la tasa de mortalidad materna e infantil. Paralelamente, se analiza la relación entre el gasto público en salud sobre los niveles de ingreso por habitante y el Gini. Resultados: La disminución del gasto público en salud, incrementa el coeficiente de desigualdad en el ingreso Gini. El incremento del Gini aumenta las tasas de mortalidad materna e infantil. Conclusiones: El objetivo del mejor funcionamiento del sistema de salud, no se logrará con base a la disminución del gasto público en salud. Esta disminución de la participación pública en el financiamiento de los servicios de salud ha provocado un incremento en la desigualdad en el ingreso y el deterioro de los niveles de salud como son la mortalidad materna e infantil. Introducción En México al igual que en la región de Latinoamérica se registra una enorme desigualdad del ingreso. A nivel mundial se estima que la región Latinoamericana tiene un patrón de distribución del ingreso inequitativo, pues en sus países se registran los niveles más elevados del índice de Gini, que en promedio se acerca a El coeficiente de desigualdad de Gini alcanza un valor de 0.64 en Brasil y para México se estima un coeficiente de 0.57 (CEPAL, 2002). En países de elevados ingresos se estima un coeficiente promedio de Gini de 0.34, aún cuando en los países nórdicos como Suecia este coeficiente presenta valores de 0.22 (World Bank, 2004). Dentro del modelo de sustitución de importaciones se registraron bajos coeficientes de Gini, tendencia que se ha revertido en las últimas décadas con la apertura al exterior de la 1 El coeficiente de Gini, es el indicador de la desigualdad en los ingresos y puede tomar valores dentro del intervalo [0,1]. El valor de cero corresponde a la igualdad absoluta y el valor de uno corresponde a la máxima desigualdad. 1

2 economía mexicana y la aplicación de ajustes estructurales. Los programas de ajuste estructural que conllevan una retracción del estado junto al proceso de globalización, han profundizado la desigualdad social en México. Un objetivo adicional, que se plantea en los procesos de reforma y en especial en los países no industrializados, es el aumento de la cobertura real y mejora de la equidad en el sector salud (World Bank, 1993), pero el abandono del sector salud por parte del estado y la consecuente ampliación del sector privado en salud han operado en forma adversa. Para el 2002, los ingresos monetarios del primer decil representaron el 1.65 % de los ingresos totales, mientras que los ingresos del decil de mayores ingresos recibieron el %; en términos absolutos se estima una brecha entre los ingresos de 21.3 veces (INEGI, 2002). México, es un ejemplo de como la pobreza y la desigualdad se han ampliado recientemente. La población en pobreza extrema para el año 2000 asciende al 30% y en pobreza moderada al 20%; por lo que se estima que la mitad de la población mexicana -50 millones de personas- son pobres (Hernández, 2003), En diferentes estudios (Lee & Mills, 1983; Ehrlich & Lui, 1991; Barro, 1996; Mayer, 2001) se ha mostrado la relación directa entre un mayor ingreso por habitante y un mayor nivel de salud. La evidencia empírica muestra una relación inversa entre la tasa de mortalidad infantil y el ingreso por habitante. Asimismo, se ha estudiado la relación del impacto de una mejora en el nivel de salud de la población sobre el crecimiento económico, donde se demuestra, que el aumento en el capital humano medido por indicadores de salud (los indicadores macroeconómicos de salud presentan mejores estimadores, que los indicadores de educación para explicar el ingreso por habitante), inciden positivamente en el crecimiento económico. Para el caso de México, se ha mostrado que una mayor esperanza de vida se asocia con un mayor ingreso futuro (Mayer-Foulkes, 2001). Se considera también, que puede existir una relación de causalidad en el orden inverso, es decir, del crecimiento del ingreso por habitante a un nivel de salud más elevado; dicho de otra forma, que a mayor ingreso mayor acceso a los bienes y servicios que promueven un mejor nivel de salud, como una mejor nutrición, acceso a servicios sanitarios, sistemas de agua potable y servicios de salud con calidad (Bloom & Canning, 1999; Pritchett & Summers, 1996). Diversos estudios, analizan la relación entre pobreza y crecimiento económico, muestran que el crecimiento económico puede contribuir a reducir la pobreza, pero no es una condición suficiente; la condición necesaria es que no exista desigualdad en la distribución del ingreso. Se ha encontrado, que la desigualdad en la distribución del ingreso limita el crecimiento económico. En diferentes modelos econométricos, se ha probado que una mayor desigualdad en la distribución del ingreso, puede limitar los avances en salud y la disminución de la pobreza (CEPAL, 2003). Las condiciones de salud de la población en México han presentado avances importantes en las últimas décadas, según los registros de la Secretaría de Salud. La tasa de mortalidad infantil en menores de cinco años (TMI) ha mostrado una caída constante de 50.9 registrada en 1980 hasta lograr una tasa de 21.0 en La esperanza de vida al nacer (EVN) se ha elevado hasta los 75 años en promedio para el 2002, cuando se reportaban 67 años en 1980; mientras que se ha presentado una disminución significativa de las enfermedades 2

3 infectocontagiosas, se han elevado persistentemente las enfermedades crónicas y degenerativas, entre ellas las cardiovasculares y la diabetes (Secretaría de Salud, 2003). Sin embargo, las condiciones de salud distan mucho de considerarse adecuadas cuando se comparan los indicadores nacionales con los internacionales (Barraza-Llorenz, Bertozzi, Gonzáles-Pier, & Gutiérrez, 2002). La EVN se encuentra alejada de las estimaciones para los países de ingresos altos. La TMI es muy superior a la de los países de ingresos altos y se encuentra sobre el promedio de los países de ingreso medios, pero aún dentro de los países latinoamericanos esta tasa muestra un gran rezago. En un situación similar se encuentra la tasa de mortalidad materna (TMM), ver tabla 1. El financiamiento de los servicios de salud, se evita que recaiga en el bolsillo de los hogares en los países de ingresos elevados; la mayor parte de este gasto se realiza mediante algún esquema de copago o de subsidios a los grupos vulnerables. Pero en el caso de los países de bajos o medianos ingresos, la principal forma de financiamiento proviene del bolsillo de las familias que es una forma regresiva, como en el caso de México. La forma de organización del sistema de salud, opera bajo un esquema segmentado con baja regulación, y su fragmentación financiera contribuye a explicar la ineficacia e ineficiencia de este sistema de salud en (Torres & Knaul 2003, p. 223). El sistema de salud en México se integra por tres elementos o segmentos diferenciados: a) el sistema del gobierno federal y de los estados, el cual se financia por impuestos y cuotas de recuperación; b) el sistema de la seguridad social, el cual se financia por las cuotas de los trabajadores, de las empresas y del gobierno federal, y c) el sistema privado el cual se financia por el dinero de los hogares y las primas de los seguros privados. Cada segmento se financia separadamente, y cada uno determina la cobertura de los servicios a ofrecer. En síntesis, no se podría hablar de un sistema articulado, más si se podría afirmar que esta forma de organización sin duda alguna constituye una barrera para aumentar la cobertura de servicios con una calidad adecuada. En el sector público se encuentra una gran diferenciación entre los servicios para la seguridad social y para la población no asegurada. La población bajo algún esquema de seguridad social pública se estima como el 52 % de la población total. 2 En las instituciones de seguridad social públicas se encuentra el 42 % de los hospitales pero en ella se gasta sólo el 32 % de los fondos en salud. Mientras que en los servicios de la Secretaría de Salud se encuentran el 48 % de los hospitales, pero estos sólo cuentan con el 19 % de los fondos. El 30 % de la población en pobreza extrema acude a los servicios de la Secretaría de Salud. La información del sistema de cuentas nacionales y estatales de salud muestran que más de la mitad del gasto en salud se financia privadamente, y más específicamente proviene del gasto del bolsillo de los hogares, pues la cobertura de los seguros privados es muy pequeña (Secretaría de Salud, 2004). En los servicios privados, la práctica médica tiende a guiarse por objetivos ajenos a la salud, en dónde predomina la búsqueda del lucro; mientras que en 2 La población con seguridad social esta adscrita al Instituto Mexicano de Seguridad Social (para los trabajadores en general) y los Servicios de Seguridad Social de los Trabajadores del Estado, las de los grupos especiales como los adscritos a las Fuerzas Armadas, Petróleos Mexicanos, etc. 3

4 los hospitales públicos se hace un uso limitado de las cesáreas como procedimiento para dar a luz, en los hospitales privados se llega a registrar un 80 % de los partos vía cesárea. Los servicios privados disponen del 51 % de los fondos en salud, en donde una tercera parte de ellos se orientan al consumo de medicamentos (Zurita & Ramírez, 2003). El mercado mexicano de medicamentos es el octavo a nivel mundial, con una tasa de crecimiento anual del 8 % en el 2004 en pleno contraste con las bajas tasas de crecimiento de la economía (IMS Health México, 2004). En este trabajo, se estudia la relación de las formas de financiamiento público en salud, y en especial se analiza con un modelo econométrico, la relación de salud con la desigualdad en los ingresos y el producto interno bruto per cápita. Lo anterior se realiza para el caso de México, durante el período de 1980 al Metodología Se presenta un modelo de regresión lineal de series de tiempo para el período de 1980 a 2002, en donde se estudia la incidencia del producto interno bruto per cápita (PIB pc ) y del índice de desigualdad en el ingreso Gini (GINI), sobre dos de los más importantes indicadores del nivel de salud general de la población, como son la tasa de mortalidad materna (TMM) y la tasa de mortalidad infantil en menores de cinco años (TMI). Asimismo, se estudia la relación entre el gasto público en salud (GP) con el nivel de ingresos per cápita (PIB pc ) y la desigualdad en los ingresos Gini (GINI). Las variables se transformaron con primeras diferencias (para evitar coeficientes espurios) y logaritmos, la combinación de estos dos operadores hace posible leer directamente a los coeficientes de regresión estimados como elasticidades o tasas de cambio. El método utilizado es el de mínimos cuadrados ordinarios y procesos autorregresivos integrados de media móvil (ARIMA), (Box & Jenkins, 1976). Las variables instrumentales, en este caso, se utilizan para explicar con toda la información disponible a la variable dependiente, los vectores autorregresivos (AR) representan los valores pasados de la variable dependiente y las medias móviles (MA) son la suma ponderada de perturbaciones aleatorias actuales y rezagadas (Barro, 1996). Finalmente, se realizaron las pruebas típicas de detección de anomalías en los errores, como son la heterocedasticidad y la correlación serial. Para probar la existencia de heterocedasticidad se aplicó la prueba autoregressive conditional heteroskedasticity, mientras que para la correlación serial se aplicó la prueba de Breush-Godfrey serial correlation LM donde se utilizó el paquete estadístico EViews 4.1. Cabe mencionar, que las tres ecuaciones del modelo de regresión pasaron satisfactoriamente cada una de estas pruebas, ver tabla 2. De estas pruebas se concluye, que el modelo propuesto es en general adecuado para la estimación de los coeficientes, y que no hay problemas de identificación del modelo de regresión. Modelo de regresión <0 >0 (log(tmm)) = β 1 (log(pib pc )) + β 2 (log(gini)) + ε t ec.1 <0 >0 4

5 (log(tmi)) = β 3 (log(pib pc )) + β 4 (log(gini)) + ε t ec.2 >0? (log(gp)) = β 7 (log(pib pc )) + β 8 (log(gini)) + ε t ec.3 donde es el operador de primeras diferencias, log es el operador logaritmo; las variables dependientes son la tasa de mortalidad materna por cada 100,000 nacimientos (TMM), la tasa de mortalidad infantil en menores de cinco años por cada 1,000 nacimientos (TMI), y el gasto público en salud como porcentaje del producto interno bruto (GP). Las variables independientes son el producto interno bruto per cápita (PIB pc ) y el coeficiente de desigualdad en los ingresos Gini (GINI), ε t es un término de error aleatorio en el tiempo. Hipótesis En la ec.1 y ec.2 se espera que el coeficiente de elasticidad, correspondiente al PIB pc con respecto a los indicadores de salud TMM y TMI presente signos negativos. La elasticidad del coeficiente de desigualdad GINI con respecto a los indicadores de salud TMM y TMI se espera que sea positivo. En la ec.3 se espera que el coeficiente de elasticidad del PIB pc con respecto al GP sea positivo, en cuanto al signo esperado del coeficiente del GINI con respecto al GP se encuentra en interrogación, porque se desconoce el efecto de una reducción o aumento del GINI sobre el gasto público en salud GP. Resultados TMM = 0.27 PIB pc(-3) GINI (-1) AR(1) 0.97 MA(1) (-1.98)*** (3.55)*** (7.35)*** (-82.07)*** D.W. = 1.95 R2aj = 0.22 Akaike = Schwarz = F = 3.96* Nota: El número de rezagos se indica, en su caso con un subíndice al final de la variable estimada. Los valores del estadístico t se reportan entre paréntesis. Significancia: *** 99%; ** 95%; * 90%. ec.1 El coeficiente del PIB pc con respecto a TMM, presenta un valor negativo e inelástico de 0.27, es decir, por cada 1 % que aumente el PIB pc la TMM disminuirá un 0.27 % con tres años de rezago, este coeficiente implica una disminución de 270 muertes maternas por cada 100,000 nacimientos, o viceversa, por cada 0.27 % que disminuya la TMM, el PIB pc aumentará en un 1 %, por lo que, un aumento en los niveles de salud medida por la TMM, tendrá efectos positivos sobre el crecimiento económico. El coeficiente del GINI con respecto a TMM, presenta un coeficiente positivo y elástico de 0.52 con un año de rezago, lo que implica que por cada 1 % que aumenté la desigualdad en el ingreso, la tasa de mortalidad materna aumentará al año siguiente un 0.52 %, es decir, un incremento de uno porciento del coeficiente del GINI, tiene como resultado un aumento de 520 muertes maternas por cada 100,000 nacimientos. Es este trabajo, no se interpretan los coeficientes de las variables instrumentales directamente, dada su complejidad matemática. TMI = 0.25 PIB pc(-1) GINI AR(3) 0.92 MA(2) ec.2 5

6 (-2.27)*** (3.72)*** (12.83)*** (-16.55)*** D.W. = 2.18 R2aj = 0.30 Akaike = Schwarz = F = 3.52* Nota: El número de rezagos se indica, en su caso con un subíndice al final de la variable estimada. Los valores del estadístico t se reportan entre paréntesis. Significancia: *** 99%; ** 95%; * 90%. El coeficiente del PIB pc con respecto a TMI presenta un valor de 0.25, que indica que al aumentar un 10 % el PIB pc la tasa de mortalidad infantil disminuirá un año después en 2.5 %, es decir, que el incremento en el ingreso en un 10 % evitará la muerte de 25 niños a nivel nacional. El coeficiente de elasticidad de GINI con respecto a TMI, presenta un valor de 0.45 positivo, es decir, cuando la variable independiente GINI aumenta 10 % la TMI aumentará 4.5 %, a mayor desigualdad en el ingreso mayor tasa de mortalidad infantil. GP = 0.62 PIB pc(-2) 0.83 GINI (-2) (-2.15)*** (1.96)*** D.W. = 2.02 R2aj = 0.28 Akaike = Schwarz = F = 7.62*** Nota: El número de rezagos se indica, en su caso con un subíndice al final de la variable estimada. Los valores del estadístico t se reportan entre paréntesis. Significancia: *** 99%; ** 95%; * 90%. ec.3 El coeficiente de elasticidad del PIB pc con respecto a GP, presenta un valor significativo y elástico de 0.62, por lo que un incremento en el PIB pc en un 10 % ocasionará un aumento del gasto público en salud en 6.2 % dos años después. El coeficiente de elasticidad de GINI con respecto a GP presenta una elasticidad de 0.83 negativo y casi de elasticidad unitaria, por cada 10 % que aumente el coeficiente de GINI, el gasto público en salud GP disminuirá en 8.3 %, o viceversa, por cada 10 % que disminuya el GP el GINI crecerá 8.3 % donde la disminución del gasto público en salud tendrá como consecuencia, un aumento en la desigualdad del ingreso. En esta ecuación, no fue necesario el uso de las variables instrumentales. Conclusiones De la ec.1, se encuentra que el aumento en los niveles de salud medida por TMM, tiene resultados positivos sobre el crecimiento económico medido por el PIB pc, de acuerdo a lo hallado por (Bloom & Canning, 2000). El coeficiente de elasticidad de GINI con respecto a TMM, presenta el signo positivo esperado (Lee & Mills, 1983) por lo que a mayor desigualdad en el ingreso habrá una mayor tasa de mortalidad materna. En la ec.2 se encuentran resultados similares a Kawachi, Kennedy & Lockner (1997) p. 56, a mayores indicadores de capital social como el PIB pc, menores son las tasas de mortalidad infantil TMI. Pero debe de tomarse en cuenta, que se considera que los aumentos del capital social se absorben por los sectores más pobres de la sociedad (Gallup, Radelet & Warner, 1998), es decir que hay equidad en la distribución del ingreso. El coeficiente de elasticidad de GINI con respecto a TMI, presenta el signo positivo esperado (Lee & Mills, 1983; Ehrlich & Lui, 1991; Barro, 1996; Daly, Duncan, Kaplan, & Lynch, 1998; Mayer, 2001), a mayor desigualdad en el ingreso habrá una mayor tasa de mortalidad infantil. 6

7 El coeficiente de elasticidad de PIB pc en la ec.3 respecto a GP presenta una elasticidad positiva, por lo que un mayor crecimiento económico se verá reflejado en un mayor gasto público en salud. El coeficiente del GINI, con respecto a GP presenta una elasticidad negativa y casi unitaria, es decir, la variación del GINI se transmite casi totalmente a la variación de GP, pero en sentido inverso. Por lo tanto, bajos niveles de gasto público GP, aumentan el coeficiente de GINI empeorando la distribución del ingreso, por lo que al aumentar el número de pobres el estado no solo no aumenta el gasto público en salud, sino que lo reduce. De las ec.1 y ec.2, se encuentra que una mala distribución del ingreso se encuentra correlacionada significativamente con bajos niveles de salud (Casas, 2000). La disminución de la participación del gasto público en el sector salud ha suscitado varias respuestas, por ejemplo, con base en ec.3 se observa que una disminución en el gasto público en salud GP trae como consecuencia un aumento del coeficiente de GINI. Es decir, las políticas de ajuste estructural impuestas por los organismos de financiamiento internacional acerca de la reducción del gasto gubernamental en salud, han tenido como consecuencia el aumento de la desigualdad en el ingreso en el caso de México. Aún más, se puede observar de ec.1 y ec.2 que al aumentar la desigualdad del ingreso medida por el coeficiente de GINI, los niveles de salud representados por la TMM y la TMI sufren deterioros, de casi un 0.5% por cada punto porcentual de variación en el GINI, esto indica que las variaciones del GINI se transfieren en casi la mitad a estas variables. Así, indirectamente la disminución del gasto público en salud GP incide en una mayor concentración del ingreso GINI, generando un mayor numero de pobres que redunda en menores niveles de salud en la población, a través del crecimiento del índice GINI. El objetivo de un mejor funcionamiento del sistema de salud en México, no se logrará con base a un sistema que opera con crecientes desigualdades del ingreso y disminución del gasto público en salud. Bibliografía Barraza-Llorenz M, Bertozzi S, Gonzáles-Pier E, Gutiérrez J.P Addressing inequity in health and health care in México Health Affairs; 21(3): Barro R Health and Economic Growth. Washington, D.C.: Program on Public Policy and Health, Division of Health and Human Development, Pan American Health Organization, Regional Office of the World Health Organization. Bloom D, Canning D The Health and Wealth of Nations. Science (287), Box G.P, Jenkins G. M Time series analysis forecasting and control. New Jersey: Prentice Hall. Casas J. A Investment in health and economic growth: A perspective from Latin America and the Caribbean. Washington, D.C.: Division of Health and Human Development. 7

8 CEPAL Anuario estadístico de América Latina y el Caribe. Chile: CEPAL. CEPAL Hacia el objetivo del milenio de reducir la pobreza en América Latina y el Caribe. Chile: CEPAL. Daly M. C, Duncan J, Kaplan G. A, Lynch J.K Macro- to-micro links in the relation between income inequality and mortality. Milbank Quarterly. 76(1), Ehrlich I, Lui F Intergenerational trade, longevity and economic growth. Journal of Political Economy. 99(5), Gallup J, Radelet S, Warner A Economic growth and the income of the poor. Cambridge, Massachusetts: Harvard Institute for International Development. Hernández E, Velásquez J Globalización, desigualdad y pobreza. Lecciones de la experiencia mexicana. México: UAM Plaza y Valdés. IMS Health México Sumario del mercado farmacéutico mexicano. México: IMS.. INEGI Encuesta nacional de ingresos y gastos de los hogares. México: INEGI. Kawachi I. B, Kennedy P, Lockner K Long live community: Social capital as public health. American Prospect. 35(1), Lee K, Mills A En K. Lee, & A. Mills (Eds.), The economics of health in developing countries. Oxford: University Press. Mayer-Foulkes D The long-term impact of health on economic growth in Mexico, Journal of International Development. 29(6), Pritchett L, Summers L. H Wealthier is healthier. Journal of Human Resource;. 31(4), Secretaría de Salud Salud: México Información para la rendición de cuentas. México: Secretaría de Salud. Secretaría de Salud SICUENTAS, Sistema de cuentas nacionales y estatales de salud. México: Secretaría de Salud. Torres A, Knaul F.M Determinantes del gasto de bolsillo en salud e implicaciones para el aseguramiento universal en México: En Caleidoscopio de la Salud. De la investigación a las políticas y de las políticas a la acción, F. M. Knaul, & G. Nigenda (Ed.); Fundación Mexicana para la Salud, A.C: México pp.223 (pp ). World Bank Informe sobre el desarrollo mundial. Washington: World Bank. 8

9 World Bank Informe sobre el desarrollo mundial. Washington: World Bank. World Bank World indicators. Washington: World Bank. Zurita B, Ramírez T Desempeño del sector privado de la salud en México. En F. M. Knaul, & G. Nigenda (Ed.), Caleidoscopio de la Salud. De la investigación a las políticas y de las políticas a la acción (pp ). México: Fundación Mexicana para la Salud, A.C. Apéndice A1. Fuente de datos Variable Denominación Ámbito Unidades Fuente Tasa de TMI Mortalidad infantil Nacional muertes/1000 A en menores de cinco años nacimientos Desigualdad Nacional GINI* en el Ingreso total índice B ingreso corriente Producto interno PIB pc bruto por Nacional pesos de A habitante 1995 Gasto porcentaje GP público Nacional del producto in- B en salud terno bruto Tasa de muertes TMM mortalidad Nacional / A materna nacimientos A ECO-SALUD OCDE 2004, 1era edición B Encuesta Nacional de Ingreso Gasto de los Hogares (ENIGH), varios años * Para los años en los que no se contó con la observación, se utilizó una fórmula de crecimiento exponencial A2. Prueba de raíz unitaria Variable ADF c ADF ct PP c PP ct Orden de integración TMI GINI PIB pc GP TMM valor critico (α=0.05)

10 Unit root tests: ADFc Dickey-Fuller con constante ADFt Dickey-Fuller con constante y la tendencia PPc Phillips-Perron con constante PPt Phillips-Perron con constante y la tendencia los números de rezagos son uno los números de rezagos son dos A3. Pruebas de causalidad de Granger Hipótesis nula Obs F-Estadístico Probabilidad PIB pc no causa MI MI no causa PIB pc PIB pc no causa EVN EVN no causa PIB pc PIB pc no causa GG GG no causa PIB pc PIB pc no causa MM MM no causa PIB pc Si la probabilidad de F-Estadístico > 0.05, se rechaza la hipótesis nula. En todos los casos no se puede rechazar la hipótesis nula de que las variables no se causen. Es decir, existe causalidad estadística entre las variables y con mayor probabilidad del crecimiento económico a los indicadores de salud 10

11 Tablas Tabla 1. Esperanza de vida al nacer (EVN), tasa de mortalidad infantil (TMI) y tasa de mortalidad materna (TMM) con relación a grupos de ingreso, Países EVN TMI (muertes en menores de 5 años / 1,000 nacimientos) TMM (muertes / 100,000 nacimientos) De ingreso bajo De ingreso mediano De ingreso alto México Fuente: Estimaciones propias con base al Informe sobre el Desarrollo Mundial, World Bank Tabla 2. Pruebas de normalidad de los residuos ec. 1 ec. 2 ec. 3 Serial test* F (probabilidad) rezagos Arch test** F (probabilidad) rezagos *Prueba de correlación serial en los residuos ** Prueba de heterocedasticidad en los residuos 11