Hay una sólida relación lineal entre

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1 Cuando la Fecundidad No Concuerda Con la Prevalencia del Uso de Anticonceptivos: Un Análisis del Nordeste del Brasil Por Siân L. Curtis e Ian Diamond Las ecuaciones de regresión estándares que relacionan la tasa global de fecundidad a la de prevalencia de anticonceptivos indican que la tasa de fecundidad de 5,5 nacimientos por mujer, observada en la región del nordeste del Brasil en la Encuesta Demográfica y de Salud de 1986, es aproximadamente 1,6 nacimientos más elevada de lo que se podría esperar a base de la prevalencia del uso de anticonceptivos en ese momento. Mediante un enfoque exploratorio para evaluar las razones por las cuales se registraron niveles de fecundidad más elevados de lo esperado, se le atribuye 0,6 nacimientos del exceso evidente en esa región al retraso del efecto del aumento reciente en el uso de anticonceptivos, y 0,6 nacimientos al efecto relativamente pequeño de la lactancia como factor inhibidor de la fecundidad. Las pautas de matrimonio desempeñan un papel más limitado, pero a éstas se atribuyen 0,3 nacimientos de la diferencia restante entre la fecundidad observada y esperada. (Perspectivas Internacionales en Planificación Familiar, número especial de 1995, págs & 21) Hay una sólida relación lineal entre la tasa de prevalencia de anticonceptivos (entre las mujeres actualmente casadas) y la tasa global de fecundidad (TGF) en una población. Las estimaciones de regresión lineal de esta relación* se encuentran en diversos estudios; estas ecuaciones explican entre el 72% y el 91% de la variación de las TGF en varios países utilizados para este cálculo. 1 En general, los cálculos de los parámetros de regresión son uniformes en todos los estudios y esto sugiere que un aumento de 10 puntos porcentuales de la tasa de prevalencia de anticonceptivos reduce la TGF en 0,6 0,7 nacimientos por mujer. Ante la ausencia de cualquier uso anticonceptivo, habitualmente se calcula una TGF de aproximadamente 7,2 7,4 nacimientos en la vida de una mujer. En la mayoría de las poblaciones, la TGF prevista en la ecuación de regresión se encuentra dentro de un nacimiento de la TGF observada. Sin embargo, hay algunas poblaciones en las que la TGF observada es sustancialmente más elevada o más baja que la tasa prevista. Es evidente que se espera una variación alrededor de la línea de regresión, debido a que la TGF, la tasa de prevalencia de anticonceptivos Siân L. Curtis es analista demográfico en Macro International Inc., en Calverton, Maryland, e Ian Diamond es profesor del Departamento de Estadísticas Sociales de la Universidad de Southampton, del Reino Unido. Los autores desean agradecer a Naomi Rutenberg, por sus valiosos comentarios y el asesoramiento prestado con las versiones anteriores de este artículo. y los parámetros de regresión están todos sujetos a errores de muestreo. También pueden haber razones de peso para que se produzcan desviaciones significativas de las TGF previstas, porque hay muchos otros factores, además del uso de anticonceptivos, que afectan la fecundidad. Los países cuyas TGF se desvían sustancialmente del valor previsto, frecuentemente despiertan un interés particular y especulación sobre las causas de esta desviación. 2 Las explicaciones más comunes del exceso de fecundidad (es decir, cuando la TGF observada es sustancialmente superior a la TGF prevista) son los efectos desfasados de aumentos recientes en el uso de anticonceptivos, los efectos inhibidores extraordinariamente bajos causados por otros determinantes próximos (tales como el matrimonio y la infertilidad postparto), y niveles de eficacia anticonceptiva extraordinariamente bajos (tal vez a consecuencia de elevados niveles de uso de métodos tradicionales). Las principales explicaciones propuestas para la situación inversa son los elevados niveles de abortos inducidos, altos niveles de esterilidad natural, frecuencia del coito reducida a consecuencia de la separación de la pareja, y efectos inhibidores de la fecundidad extraordinariamente elevados de otros determinantes próximos. Sin embargo, estas explicaciones son especulativas y muy pocos estudios han intentado verificar empíricamente la contribución individual de estos factores en el exceso o déficit de la fecundidad en una población en particular. En este artículo, presentamos un enfoque exploratorio simple para evaluar la contribución de los diferentes factores al exceso de fecundidad en una población. Basamos el enfoque en unos ajustes y procedimientos existentes que se pueden aplicar fácilmente a los datos recopilados de encuestas de corte transversal, las cuales son la principal fuente de datos demográficos correspondientes a muchas poblaciones. Hasta donde fue posible, utilizamos datos que se publican regularmente en informes de encuestas; no obstante, se requiere hacer algunos cálculos adicionales. Ilustramos este enfoque por medio de un análisis del exceso de fecundidad ocurrido en el Nordeste del Brasil, lo cual está basado en datos de la Encuesta Demográfica y de Salud (EDS) de Luego comparamos los resultados con observaciones recogidas por la EDS posterior del Nordeste del Brasil, de TGF y uso de anticonceptivos Desde que Davis y Blake produjeron el documento original sobre los determinantes próximos de la fecundidad, 3 se han propuesto muchos esquemas conceptuales similares a este trabajo. 4 Entre ellos, el más ampliamente utilizado es el sistema de Bongaarts, el cual relaciona la TGF con los niveles de matrimonio, infertilidad postparto (determinada por la práctica de la lactancia), uso de anticonceptivos y el aborto inducido. El modelo fue diseñado para aislar las causas de los diferenciales de fecundidad entre las sociedades, en la medida en que estos cuatro determinantes próximos representan factores que afectan directamente la fecundidad y varían con culturas diferentes. Otros determinantes próximos, tales como el nivel de esterilidad natural y la tasa del aborto espontáneo, tienden a ser bastante constantes en las diferentes poblaciones y, por lo tanto, no contribuyen a explicar las diferencias de fecundidad que existe entre po- *Debido a su simplicidad, estas ecuaciones de regresión se usan ampliamente para estimar el nivel de prevalencia de anticonceptivos que se requiere para lograr una TGF determinada, para estimar la TGF que podría esperarse a base de una tasa de prevalencia anticonceptiva determinada, y como elemento de prueba para asegurarse si un cálculo de una TGF para una población es coherente con relación a la tasa de prevalencia estimada. 11

2 Cuando la Fecundidad No Concuerda con la Prevalencia Anticonceptiva Ecuación 5: C m =(7,3 0,064u)/(9,5 0,048u); Ecuación 6: C i =(9,5 0,048u)/(15,3 0,137u). Bongaarts aplicó estos ajustes a los datos de Jordania, Kenya, Siria y Yemen, los cuales exhibieron niveles de fecundidad más elevados de los que se habían anticipado a base de sus tasas de prevalencia de anticonceptivos. 9 Estos ajustes eliminaron completamente el exceso de fecundidad en Yemen, mientras que lo redujeron en Jordania y Siria, y en menor medida en Kenya. Este resultado confirma que los efectos inhibidores de la fecundidad relativamente pequeños de otros determinantes próximos frecuentemente ofrecen una gran parte de la explicación del exceso de fecundidad. No obstante, aún después de realizar un ajuste para los efectos de otros determinantes próximos, continuó registrándose un exceso de fecundidad de casi un nacimiento por mujer en Jordania, Kenya y Siria. Bongaarts planteó la posibilidad de que este hecho podría estar relacionado a un error de medida, a niveles atípicos del coito, o a otros determinantes próximos biológicos que no podían medirse con facilidad. Sin embargo, no se intentó evaluar la contribución que cada uno de éstos hubiere aportado al exceso restante. Los pequeños efectos inhibidores de la fecundidad de otros determinantes próximos no siempre ofrecen una explicación de los niveles de fecundidad más elevados de lo previsto. Por ejemplo, en Zimbabwe, Boohene y Dow encontraron que la duración de la infertilidad postparto realmente producía mayores efectos inhibidores de fecundidad debido a la infertilidad postparto que lo que podría predecirse del nivel de uso de anticonceptivos. 10 Boohene y Dow sugirieron dos explicaciones del exceso de fecundidad en Zimbabwe primero, que la ecuación utilizada tal vez no sea apropiada para el Africa, donde las pautas y actitudes sobre la fecundidad son diferentes a las observadas en Asia y América Latina (las regiones que suministraron la mayoría de los datos en que se basó la ecuación de regresión). En particular, en Africa se tiende a practicar la anticoncepción, más para mantener los intervalos intergenésicos que para terminar la procreación. Segundo, el programa de planificación familiar de Zimbabwe frecuentemente ofrecía servicios de anticonceptivos para el período de postparto, lo cual puede conducir al uso superfluo durante el período de la lactancia cuando la mujer no puede concebir. Un intento para evaluar la última hipótesis empíricamente, sugirió que aproximadamente la mitad del exceso de fecunblaciones, o dentro de una misma población a través del tiempo. 5 Si bien todos los determinantes próximos afectan en cierta medida la fecundidad de una población, el factor más importante es el nivel de uso de anticonceptivos. Como ya lo hemos observado, se han estimado varios modelos de regresión de la relación que existe entre la TGF y la tasa de prevalencia de uso de anticonceptivos; en este artículo usamos el modelo desarrollado por Bongaarts y Kirmeyer. 6 Otros modelos están basados en datos más recientes (y explican una elevada proporción de la varianza), pero Bongaarts y Kirmeyer estimaron modelos de regresión para las relaciones que existen entre la prevalencia de anticonceptivos y la tasa global de fecundidad marital, y entre la prevalencia y la tasa global de fecundidad marital natural, y ambas son utilizadas en el análisis. Por tanto, para que haya coherencia, también usamos su modelo para la relación entre el uso de anticonceptivos y la TGF. En realidad, los parámetros de su modelo de regresión son casi idénticos a los de los modelos más recientes, de manera que según el modelo utilizado, la predicción de la TGF no varía mucho. Los modelos que utilizamos son los siguientes: Ecuación 1: TGF=7,3 0,064u; Ecuación 2: Tasa global de fecundidad marital=9,5 0,048u; y Ecuación 3: Tasa global de fecundidad marital natural=15,3 0,137u. (En cada caso, u es el porcentaje de mujeres actualmente casadas que practican la anticoncepción.) Muchos estudios empíricos han confirmado la confiabilidad de la Ecuación 1, pero en varias poblaciones la TGF observada resultó muy superior o inferior que la prevista por esta ecuación. Bongaarts propuso un método de ajuste de la TGF observada mediante la diferencia entre las pautas observadas y previstas de matrimonio y de la lactancia, 7 permitiendo así evaluar cómo los factores explican las diferencias entre las TGF observadas y previstas. Se basa este ajuste en las Ecuaciones 1 3 antes mencionadas, combinadas con el modelo de determinantes próximos de Bongaarts, 8 y se expresa por la siguiente ecuación: Ecuación 4: TGF ajustada=tgf x [(C i x C m )/(C i x C m )]. En esta ecuación, C m y C i son los índices observados de matrimonio e infertilidad postparto obtenidos del modelo de Bongaarts, y C m y C i son los índices previstos de matrimonio e infertilidad postparto basados en la tasa de prevalencia observada. Se obtiene los últimos valores de las siguientes ecuaciones: didad en Zimbabwe se puede atribuir al uso superfluo de anticonceptivos. 11 Los investigadores especularon que el exceso restante estaba relacionado con los efectos de otros determinantes próximos, pero no intentaron verificar esta hipótesis. Otra explicación potencial que el exceso de fecundidad está relacionado con los efectos desfasados de los aumentos del uso de anticonceptivos en Zimbabwe a principios de los años ochenta 12 permanece en el campo de la especulación. En este artículo, ilustramos una técnica simple que se puede utilizar para evaluar la contribución de cada factor potencial en el nivel observado de exceso de fecundidad. Lo hacemos mediante el análisis del exceso de fecundidad en el Nordeste del Brasil. Exceso de fecundidad en Brasil Los datos utilizados en este artículo fueron recopilados mediante la EDS del Brasil de 1986, que fue la primera encuesta nacional de fecundidad y de planificación familiar que se realizó en el Brasil. Representa una fuente global de datos para el cálculo de las pautas de fecundidad, tanto a nivel nacional como regional. La población estudiada estaba compuesta exclusivamente de mujeres de años, y se entrevistaron en forma completa a mujeres (de una muestra original de 6.733). La muestra fue diseñada para permitir realizar un cálculo independiente a nivel regional y en las zonas urbanas y rurales del Nordeste, y fue autoponderada dentro de cada región. El diseño del estudio también permitió hacer estimaciones a nivel estatal en los tres estados más grandes (y políticamente más importantes) Río de Janeiro, São Paulo y Minas Gerais. Las zonas rurales de la región norte y centro-oeste, junto con las poblaciones del Estado de Acre y de los territorios de Rondônia, Roraime y Amapá, fueron excluidos de la muestra por ser inaccesibles. La muestra final fue representativa del 95% de la población del Brasil. En años recientes, el Brasil ha experimentado una gran disminución de la fecundidad. Entre 1960 y 1986 (el año de la EDS), la TGF disminuyó de 6,2 a 3,7 nacimientos en la vida de una mujer. 13 Sin embargo, marcadas diferencias regionales de la conducta demográfica están estrechamente vinculadas a la prosperidad económica regional. La región del Nordeste, económicamente desaventajada, ha experimentado una disminución superficial de su nivel de fecundidad, y presenta una TGF que aún se mantuvo en 5,5 nacimientos por mujer en los 0 4 años previos a la EDS de Por el con- 12 Perspectivas Internacionales en Planificación Familiar

3 rante el período total en que se estaba calculando la TGF. En consecuencia, la ecuación de regresión subestimaría la TGF, porque el uso actual hubiera sido superior al nivel realmente experimentado durante el período de referencia. De esta forma, la TGF prevista representaría la TGF que podría esperarse en el futuro si se mantuviera el nivel actual de uso de anticonceptivos. El uso de anticonceptivos en el Nordeste del Brasil había aumentado durante los años inmediatamente anteriores a la EDS de 1986: las encuestas de prevalencia de anticonceptivos realizadas en 1980 en los estados de Bahía, Paraíba, Pernambuco y Río Grande do Norte, estimaron una prevalencia regional del 37%, en comparación con el nivel del 53% estimado en la EDS de Estas estimaciones no son directamente comparables, debido a que los cálculos anteriores estaban basados en estados seleccionados del Nordeste. No obstante, no cabe dudas que aumentó significativamente el uso de anticonceptivos durante los cinco años previos a la realización de la EDS. Si bien el cálculo de la prevalencia de 1986 fue más elevada que el nivel de uso de anticonceptivos experimentado durante todo el período en el cual se basó la TGF, se lo puede ajustar para referirse al punto medio de este período (es decir, 31 meses antes de la realización de la encuesta), a fin de ofrecer un cálculo más representativo para introducir en la ecuación de regresión. La encuesta de la EDS suministró información sobre la fecha de la esterilización femenina, lo cual puede ser usado para estimar directamente la prevalencia de este método. Sin embargo, con respecto a otros métodos, suponemos que las tasas de prevalencia estimadas de las encuestas a nivel estatal de 1980 son razonables para el Nordeste en general, y que el uso de otros métodos, aparte de la esterilización, aumentó uniformemente durante el período de seis años previos a la EDS de A base de estas suposiciones, se puede usar una interpolación linetrario, la zona más próspera del sur ha experimentado la disminución más pronunciada de la fecundidad, y en 1986 estaba acercándose al nivel de reemplazo. El determinante básico de la disminución de la fecundidad parece ser un aumento del uso de métodos anticonceptivos modernos (principalmente la píldora y la esterilización femenina); hay pocos indicios de una contribución posible de cambios en pautas de matrimonio o infertilidad postparto. 15 Las variaciones regionales de las TGF fueron vinculadas estrechamente a las variaciones en las tasas de prevalencia de anticonceptivos, las cuales variaron del 74% en São Paulo y el resto de la región del sur, al 53% en el Nordeste. 16 Para evaluar el impacto del uso de anticonceptivos sobre la TGF, aplicamos a los datos para Brasil la ecuación de regresión de Bongaarts y Kirmeyer (Ecuación 1). Esta ecuación anticipó una TGF de 3,1 nacimientos por mujer; no obstante, el valor observado para los 0 4 años anteriores a la encuesta de 1986, era de 3,7 nacimientos por mujer, lo cual sugiere que los actuales niveles de fecundidad eran moderadamente más elevados que los previstos. Sin embargo, cuando aplicamos este modelo a cada región del Brasil, resultó evidente que la mayoría del exceso de fecundidad se registró en el Nordeste, el cual experimentó un exceso de fecundidad de 1,6 nacimientos por mujer (Cuadro 1). Esto sugeriría que el nivel de uso de anticonceptivos logrado en el Nordeste en 1986 no había producido el impacto anticipado sobre la fecundidad. En realidad, el nivel de fecundidad experimentado en el Nordeste del Brasil sería coherente con una tasa de prevalencia de aproximadamente el 28%, en vez de la tasa observada del 53%. Hay varias explicaciones posibles de este fenómeno. En este análisis ajustamos el modelo para evaluar la contribución de los diferentes componentes en el exceso de fecundidad del Nordeste. Estos son: los efectos desfasados de los aumentos recientes del uso de anticonceptivos; los niveles de lactancia y la edad al casarse más bajos que los anticipados; las elevadas tasas de falla de anticonceptivos; una fecundidad natural más elevada de lo esperado; y el uso superfluo de anticonceptivos durante el postparto. Efectos desfasados de anticonceptivos Los cálculos de las TGF de las encuestas de corte transversal, tales como las EDS, están generalmente basadas en los nacimientos ocurridos durante un período determinado previo a la encuesta en este caso, 0 4 años antes de la encuesta. Sin embargo, cuando se utiliza la Ecuación 1 para estimar la TGF, la tasa de prevalencia que generalmente se emplea es la de la práctica anticonceptiva vigente es decir, la del momento en que se realiza la encuesta. Si el uso de anticonceptivos hubiera aumentado inmediatamente antes de la encuesta, este cálculo no representaría la tasa actual de prevalencia du- Cuadro 1. Medidas de prevalencia de uso anticonceptivo y de fecundidad, por región, Brasil, 1986 Medida Río de São Sur Centro- Nor- Norte y Janeiro Paulo este deste Centrooeste Prevalencia TGF observada* 2,6 3,1 3,1 3,2 5,5 3,7 TGF prevista 2,7 2,6 2,6 3,2 3,9 3,3 Exceso de fecundidad 0,1 0,5 0,5 0,0 1,6 0,4 *Basada en el período de 0 4 años previos a la encuesta. Cálculo obtenido de la ecuación de regresión de Bongaarts y Kirmeyer, 1982 (véase referencia 1). La TGF observada menos la TGF prevista. Fuentes: Tasa de prevalencia de anticonceptivos J.M. Arruda et al., 1987 (véase referencia 13), Cuadro 4.6; TGF observada J.M. Arruda et al., 1987 (véase referencia 13), Cuadro 3.1. al para calcular la prevalencia de todos los métodos, aparte de la esterilización, al punto medio del período de referencia.* Debido a que parece que el uso de otros métodos ha aumentado mucho menos que la esterilización durante este período, 17 esta aproximación debería ofrecer un cálculo razonable. Utilizando esta técnica, los cálculos de las tasas de prevalencia en el Nordeste, correspondientes a cada método (al punto medio del período de referencia), son el 17,1% para la esterilización, el 15,3% para la píldora, el 8,6% para la planificación familiar natural, y el 2,6% para otros métodos, lo que resulta en un total ajustado de la tasa de prevalencia de anticonceptivos del 43,6%. Al introducir este valor en la Ecuación 1, se obtiene una TGF esperada de 4,5 nacimientos durante la vida de una mujer, en comparación con la TGF de 3,9 nacimientos por mujer, resulta de la tasa de prevalencia no ajustada. En consecuencia, al hacer ajustes por el efecto desfasado de anticonceptivos, se reduce el exceso de fecundidad de 1,6 a 1,0 nacimientos por mujer (Cuadro 2, página 14). Por tanto, casi la mitad del exceso de fecundidad en el Nordeste del Brasil se atribuye al aumento reciente en la prevalencia del uso de anticonceptivos. *El uso de una interpolación lineal para estimar la prevalencia de todos los métodos, incluso la esterilización, simplificaría el cálculo, pero también requeriría que asumiéramos que el aumento de la esterilización es lineal durante el período comprendido entre las dos encuestas. Esta suposición es probablemente adecuada, a menos que aumente la esterilización en gran medida durante el período de referencia y el aumento se concentre al principio o al final del período. Se pueden reducir los efectos desfasados (y por tanto, el exceso de fecundidad) al basar los cálculos de la TGF en un período más breve anterior a la encuesta. En este análisis, usamos una TGF basada en el período de 0 4 años previos a la encuesta porque queríamos usar los cálculos publicados correspondientes a un período fijo, y la TGF publicada la de la EDS de 1986 era la tasa correspondiente al período de 0 4 años previos a la encuesta. Informes más recientes de la EDS tienden a utilizar el período de 0 2 años previos a la encuesta, un período preferible para estos cálculos que resultarían en efectos desfasados reducidos. 13

4 Cuando la Fecundidad No Concuerda con la Prevalencia Anticonceptiva Cuadro 2. Medidas de fecundidad, según el ajuste de los componentes del exceso de fecundidad en el Nordeste del Brasil Componente TGF TGF Exceso de Exceso de de ajuste obser- prevista fecundidad fecundidad vada explicado Ninguno 5,5 3,9 1,6 na Efectos desfasados del aumento del uso de anticonceptivos 5,5 4,5 1,0 0,6 Pautas de matrimonio 5,2 4,5 0,7 0,3 Pautas de lactancia 4,6 4,5 0,1 0,6 Nota: na=no aplicable. Matrimonio y práctica de lactancia Una probable explicación del resto del exceso de fecundidad es que los efectos inhibidores de otros determinantes próximos son más pequeños que lo esperado, dado el nivel de uso de anticonceptivos. Se puede ajustar la TGF observada con respecto al matrimonio y la práctica de la lactancia mediante el uso de la Ecuación 4, la cual requiere que estimemos los índices observados y esperados de matrimonio y de infertilidad postparto. Los índices previstos están basados en regresiones que usan la prevalencia de anticonceptivos como una variable independiente, de manera que nuevamente es necesario utilizar la tasa de prevalencia ajustada, en vista de que es más representativa de la experiencia de la mujer durante todo el período de referencia. El uso de la tasa de prevalencia ajustada de 43,6% en las Ecuaciones 5 y 6 se produjo un índice previsto de matrimonio (C m ) de 0,61 y un índice previsto de infertilidad postparto (C i ) de 0,79. *Este cálculo de la tasa global de fecundidad marital está basada en el número de nacimientos ocurridos y la exposición al riesgo de concebir entre mujeres casadas o viviendo en una unión consensual en el momento de la encuesta. Excluye la experiencia de las mujeres que estuvieron previamente casadas y que pudieron estar casadas durante una parte del período de referencia, pero esta restricción es necesaria, debido a que no había información en la EDS sobre la fecha de disolución de las uniones. Se calculó el período en que la mujer casada estuvo expuesta a un embarazo, tomando en cuenta la fecha de la primera unión, y fueron incluidos en el numerador solamente los nacimientos que ocurrieron después de la fecha indicada de la primera unión. Este enfoque puede sobrestimar ligeramente los nacimientos a mujeres casadas y el período de exposición al embarazo entre mujeres que estaban casadas por la segunda vez (o tercera, etc.) en el momento de la encuesta, debido a que supone que se cambió directamente a la nueva unión si su primera unión terminó durante el período de referencia. Sin embargo, este efecto no resultaría demasiado serio. Este cálculo está basado en datos sobre la condición actual de las mujeres, pero la duración media de la amenorrea postparto no parece haber cambiado mucho durante el período de referencia; la duración media de la amenorrea de postparto estimada para el Nordeste del Brasil, por la encuesta estatal realizada en 1980 sobre prevalencia de anticonceptivos, indica un nivel de 3,8 meses, casi idéntica a la cifra obtenida en la EDS (véase referencia 19). En consecuencia, se puede considerar el C i como un cálculo razonable para todo el período. Se puede calcular los índices observados directamente de los datos de la EDS. La tasa global de fecundidad marital del Nordeste del Brasil durante el período de 0 4 años previos a la encuesta 8,6 nacimientos por mujer casada* produce un índice observado (C m ) de 0,64. La duración media de la amenorrea postparto en el Nordeste del Brasil (estimada en solamente 3,7 meses 18 ) supone un índice de infertilidad (C i ) de 0,90. Al sustituir estos valores en la Ecuación 4, se produce una TGF observada de 5,2 nacimientos por mujer (después del ajuste por las pautas de matrimonio) y 4,6 nacimientos por mujer (después del ajuste por las pautas de matrimonio y lactancia). Por tanto, luego de tomar en cuenta los efectos de ambas variables, el exceso de fecundidad se reduce a solamente 0,1 nacimientos por mujer (Cuadro 2). Esta reducción ocurre principalmente porque el efecto inhibidor de la fecundidad debido a la lactancia en el Nordeste del Brasil es más bajo de lo esperado, dado el nivel de desarrollo del área (como indica la tasa de prevalencia de anticonceptivos). Esto, a su vez, está relacionado con la corta duración de la lactancia y la elevada tendencia en la región de dar suplementos alimenticios a la leche materna. 19 Las pautas de matrimonio parecen ser razonablemente similares a lo previsto, dada la tasa de prevalencia, y de esta manera contribuyen menos a la explicación del exceso de fecundidad. Sin embargo, el modelo de Bongaarts supone que no hay fecundidad fuera del matrimonio; evidentemente, este no es el caso en el Nordeste del Brasil. Del cálculo de la tasa global de fecundidad marital, excluimos 163 nacimientos porque éstos ocurrieron antes de la fecha indicada de la primera unión; por tanto, el índice del matrimonio probablemente revela un nivel demasiado elevado de los efectos inhibidores de la fecundidad del matrimonio. No obstante, parece poco probable que el matrimonio, en su más amplio concepto de exposición a las relaciones sexuales, juegue un papel preponderante en explicar el exceso de fecundidad en el Nordeste del Brasil, debido a que la mayoría de los nacimientos ocurren a las parejas que viven en alguna forma de unión; por tanto, es probable que cualquiera sobrestimación sea relativamente pequeña. El resto del exceso de fecundidad de 0,1 nacimientos es pequeño y fácilmente po- dría atribuírselo a una variación del muestreo. Además, los ajustes aquí detallados son aproximaciones, y están basados en varias suposiciones que probablemente resulten en cierto grado de error. En consecuencia, es muy probable que las demás explicaciones propuestas del exceso de fecundidad no resulten factores importantes en el Nordeste del Brasil. Sin embargo, las examinamos para confirmar que no contribuyen al exceso de fecundidad en la región, y también para ilustrar cómo estos factores podrían ser examinados en las poblaciones en las que el controlar estadísticamente los efectos desfasados de los aumentos del uso de anticonceptivos, las pautas del matrimonio y las prácticas de la lactancia, no explica el exceso de fecundidad observada. Fallas de anticonceptivos Los modelos de regresión de Bongaarts y Kirmeyer presumen que, en promedio, la eficacia prevista de la anticoncepción entre todos los usuarios de anticonceptivos de una población es de 0, Se puede comparar este valor con el nivel observado de eficacia de anticonceptivos para investigar si los elevados niveles de falla de anticonceptivos juegan algún papel en la explicación del exceso de la fecundidad. Se puede estimar la tasa mensual de falla de anticonceptivos correspondiente al período de referencia en el Nordeste del Brasil calculada a base de los datos de la EDS, y mediante el uso de una técnica recién desarrollada por Bongaarts y Rodríguez. 21 La tasa de falla calculada mediante el uso de esta técnica es de corte transversal, porque representa la probabilidad media de que falle un método en un mes durante el período de referencia y, por lo tanto, incorpora las experiencias de mujeres que habían estado usando su método por duraciones diferentes. Sin embargo, este enfoque resulta más apropiado para medir el impacto de fallas sobre la TGF. La tasa mensual de falla (f), expresada como un porcentaje de fallas por mes, se calcula a partir de la Ecuación 7: f=(p x b)/120ua, donde p es el porcentaje de todos los nacimientos vivos de mujeres casadas ocurridos durante el período de referencia que fueron concebidos mientras éstas practicaban la anticoncepción, b es la tasa de fecundidad marital de momento (expresada en términos del número de nacimientos por mujer casada por cada años-mujer de exposión de casada al embarazo durante el período de referencia), u es el porcentaje de todos los meses-persona de exposición en que 14 Perspectivas Internacionales en Planificación Familiar

5 usaba anticonceptivos (estimada por la tasa de prevalencia de anticonceptivos nueve meses antes del punto medio del período de referencia), y a es la proporción de concepciones ocurridas durante el período de uso de anticonceptivos que resultaron en nacimientos vivos. En este caso, hemos considerado solamente los nacimientos de los matrimonios y exposiciones a embarazo durante el matrimonio: la tasa de prevalencia se refiere solamente a las mujeres actualmente casadas, por lo tanto la población de interés es de mujeres casadas. En la región del Nordeste del Brasil, los valores de estos parámetros son los siguientes: p=11,4%; b=294,6, y u=40,5%. Ante la falta de datos fiables sobre abortos inducidos, le asignamos a la a un valor de 0,83 (lo cual representa el riesgo promedio de aborto espontáneo).* 22 Al introducir estos valores en la Ecuación 7, se produce una tasa estimada de falla mensual de anticonceptivos de 0,83%. Para convertir esta tasa en un cálculo de la eficacia de anticonceptivos, usamos la relación existente entre la eficacia de los anticonceptivos (e) y la tasa mensual de falla (f) elaborada por Bongaarts y Rodríguez 23 en que e = 100 (f/c), donde c es la probabilidad mensual de concebir en la ausencia del uso de anticonceptivos. Bongaarts y Rodríguez sugieren que los valores de c calculados entre 0,10 y 0,15 son razonables para las parejas en edad reproductiva que practican la anticoncepción. Si se supone el valor más bajo de c (0,10), se obtiene una estimación de eficacia anticonceptiva de 0,92, bien por encima del valor indicado por la ecuación de regresión de Bongaarts y Kirmeyer. Este elevado nivel de eficacia no resulta realmente sorprendente, dada la elevada prevalencia de la esterilización femenina que se registra en el Nordeste del Brasil, y esto confirma que los altos niveles de falla de anticonceptivos no contribuyen a la explicación del exceso de fecundidad en el Nordeste del Brasil; en realidad, parece ser que las tasas de falla de anticonceptivos realmente actúan en forma opuesta y pueden resultar en un nivel más bajo del exceso de fecundidad que de otra manera se podría haber observado. El enfoque que aquí utilizamos para calcular la eficacia de la anticoncepción en el Nordeste del Brasil requiere disponer de la información sobre el número de nacimientos que tuvieron lugar durante el período de estudio a consecuencia de la falla de los anticonceptivos. Este tipo de información no se encuentra en todas las encuestas demográficas y, de hecho, no fue recolectada en muchas de las encuestas EDS que se llevaron a cabo en los países de baja prevalencia anticonceptiva. En tales situaciones, un método alternativo para estimar la eficacia anticonceptiva es el uso del promedio ponderado de la eficacia estándar de los métodos anticonceptivos usados en la población, con la ponderación dada por la prevalencia de cada método. 24 Este tipo de estimación de la eficacia solamente ofrece información sobre las desviaciones que ocurran de la eficacia prevista debido a la mezcla de métodos que usa la población, y no ofrece información sobre las desviaciones relacionadas con una baja calidad del uso. En consecuencia, se prefieren los cálculos de la eficacia de la práctica anticonceptiva dentro de la misma población de referencia. Sin embargo, la baja eficacia anticonceptiva es probablemente la explicación más importante que se puede dar al exceso de fecundidad en las poblaciones que confían básicamente en los métodos anticonceptivos tradicionales, y en tales situaciones el promedio ponderado de la eficacia estándar de los métodos utilizados ofrecerá alguna información al respecto, si no se dispone de cálculos verdaderos de la eficacia en una población. Nivel de fertilidad Otra propuesta para explicar el exceso de fecundidad es que la población de referencia es más fértil que el promedio de la gente, y por tanto exhibe una fecundidad natural más elevada de la prevista, especialmente entre las no usuarias de anticonceptivos. Las indicaciones de que la frecuencia del coito es relativamente elevada en el Brasil 25 apoyarían esta teoría, debido a que se cree que la frecuencia de relaciones es el principal determinante de la fertilidad. Al invertir la ecuación de Bongaarts y Rodríguez para calcular la tasa mensual de falla, podemos estimar a partir de los datos de la EDS la probabilidad mensual de concepción por parte de las no usuarias durante el período de referencia. La Ecuación 7 representa la probabilidad mensual de falla entre las usuarias de anticonceptivos (expresada como un porcentaje), pero puede ser redefinida para representar la probabilidad mensual de concepción entre las no usuarias, de la siguiente manera: c=(100 p)(b)/120(100 u)(a), siendo c la probabilidad mensual de concepción (expresada como un porcentaje). El cálculo de c obtenido mediante este procedimiento, sin lugar a dudas será una subestimación de la probabilidad mensual de concepción en la población en general, debido a que la fertilidad de las usuarias tiende a ser más elevada que la de las no usuarias, dado que las no usuarias son más propensas a ser subfértiles e infértiles, así como a presentar una menor frecuencia del coito. En consecuencia, la c no representa una estimación de la fertilidad de la población del Nordeste del Brasil. Sin embargo, si la fertilidad es más elevada que el promedio en el Nordeste del Brasil, este cálculo de c también debería ser relativamente más elevado cuando se lo compara con cálculos similares correspondientes a otros países. Al sustituir los valores correspondientes al Nordeste del Brasil en esta ecuación, se obtiene una estimación de la probabilidad de concepción para las no usuarias del 4,4% por mes (ó 0,04). Esta probabilidad parece ser muy baja, pero cuando se aplica el mismo procedimiento a los datos recopilados en Colombia, Costa Rica, Panamá, el Perú y la República Dominicana, 26 las estimaciones varían del 2,9% en el Perú al 3,3% en la República Dominicana. Estos resultados sugieren que el Nordeste del Brasil evidentemente presenta una fertilidad relativamente elevada. Parte de esta diferencia probablemente está relacionada con las diferentes muestras cubiertas por las encuestas; por ejemplo, la muestra del Brasil no incluyó a las mujeres de años, que son menos fértiles. Parece haber ciertas indicaciones de diferencias de fertilidad, sin embargo, quizá relacionadas con la elevada frecuencia del coito en Brasil. (Este resultado también indicaría que los niveles de eficacia anticonceptiva son aún más elevados de lo que se había sugerido anteriormente.) Uso superfluo de anticonceptivos Una probable explicación final del exceso de fecundidad es que algunas mujeres que practican la anticoncepción quizá lo hacen en una forma superflua durante el período de infertilidad del postparto, y que la incidencia de tal comportamiento es más alta en algunos países que en otros. En Brasil, frecuentemente se realiza la esterilización inmediatamente postparto, en el acto de un parto cesárea, de manera que es probable que el uso anticonceptivo superfluo sea muy extendido. Sin embargo, este potencial es compensado en cierta medida por la duración tan corta de la amenorrea postparto que se registra en el Nordeste del Brasil; por lo tanto, el uso superfluo suele ser de corta duración. Los datos de la EDS sobre la situación ac- *Como muchas mujeres que sufrieron fallas de anticonceptivos probablemente recurrieron al aborto inducido, esta suposición quizá conduzca a una subestimación de la verdadera tasa de falla de anticonceptivos. Sin embargo, las fallas de anticonceptivos que resultan en abortos inducidos no contribuyen al exceso de fecundidad. En consecuencia, la subestimación de las tasas de falla no deberían afectar en gran medida el análisis principal. 15

6 Cuando la Fecundidad No Concuerda con la Prevalencia Anticonceptiva tual respaldan estos argumentos e indican que solamente 14 mujeres que se encontraban usando anticonceptivos en el momento en que se realizó la encuesta también estaban amenorreicas (2,5% de las usuarias). Diez de estas mujeres habían sido esterilizadas, y representaban solamente el 4% de todas las mujeres esterilizadas. Tres de las restantes usuarias utilizaban métodos tradicionales y una, la píldora. Así, el uso superfluo de otros métodos anticonceptivos aparte de la esterilización parece ser insignificativo en el Nordeste del Brasil. Aun si se considerara la esterilización, es muy poco probable que el nivel de uso superfluo sea significativamente más elevado que el nivel experimentado en los países en los que se basó la ecuación de regresión, debido al corto período de duración de la amenorrea postparto en la región. La hipótesis de que el uso superfluo no contribuya mucho a la explicación del exceso de fecundidad, se puede comprobar realizando un ajuste relativamente simple de la tasa de prevalencia. Si suponemos que las pautas de amenorrea postparto y el momento de la iniciación del uso de anticonceptivos después del parto no se han alterado durante el período de referencia, es razonable concluir que el 2,5% de las usuarias practicaron una anticoncepción en forma superflua durante todo el período de referencia. De modo que la tasa de prevalencia de anticonceptivos puede ser ajustada para representar una tasa de prevalencia activa para el punto medio del período de referencia. Este enfoque conduce a una tasa de prevalencia activa del 42,5%. Al introducir este valor en la ecuación de regresión, se obtiene un cálculo revisado de la TGF de 4,6 nacimientos por mujer, en comparación con una de 4,5 obtenida luego de hacer el ajuste por los efectos desfasados. Aun esta medida es probablemente una corrección exagerada del papel que juega el uso superfluo (porque es probable que haya cierta duplicación entre el uso de anticonceptivos y la amenorrea postparto en muchos de los países en los que se basó la relación entre la TGF y la prevalencia de anticonceptivos), pero esto confirma que el uso superfluo de anticonceptivos no juega un papel preponderante en explicar el exceso de la fecundidad registrada en el Nordeste del Brasil. cas para ajustar tanto la TGF observada como la TGF prevista para cuantificar la contribución de cada uno de los diversos factores potenciales en la magnitud observada del exceso de fecundidad. Las principales razones que explican el exceso de fecundidad en el Nordeste del Brasil parecen ser los efectos desfasados de los aumentos recientes del uso de anticonceptivos (particularmente la esterilización) y la duración más breve de lo previsto de la amenorrea postparto, la cual a su vez es una consecuencia de la corta duración de la lactancia y de la práctica temprana de dar suplementos alimenticios a la leche materna en la región. Si este es el caso, sería probable que se redujeran las tasas de fecundidad después de la encuesta de 1986, a medida que se realizaron los efectos del aumento en el uso. La encuesta EDS II de 1991, llevada a cabo en el Nordeste del Brasil confirma que eso ocurrió: la TGF observada entre las mujeres de años durante el período de 0 2 años previos a la encuesta fue de 3,6 nacimientos por mujer. 27 Además, si no hubieran producido más aumentos dramáticos en el uso de anticonceptivos, el exceso de fecundidad también hubiera disminuido significativamente a medida que desaparecieron los efectos desfasados y aumentó la prevalencia de anticonceptivos a un nivel más coherente con el previsto para una población con las pautas de lactancia que presenta el Nordeste del Brasil. La tasa estimada de prevalencia de anticonceptivos de las mujeres casadas de entre 15 y 44 años, ascendía al 60,7% en 1992, 28 de manera que parece que aumentó el uso, aunque no en la escala de los aumentos registrados a principios de los años ochenta. La TGF prevista para este nivel de uso es de 3,4 nacimientos por mujer, apenas por debajo del valor observado de 3,6 por mujer. En consecuencia, parece que la mayoría del exceso de fecundidad en realidad ha desaparecido, y que una elevada fecundidad por los niveles observados de uso de anticonceptivos ya no es un tema de preocupación en el Nordeste del Brasil. Las técnicas detalladas en este artículo son de aplicación relativamente fácil, y muchas están basadas en los datos disponibles de los informes estándares de la EDS. Por otro lado, se basan estas técnicas en numerosas suposiciones, y por tanto deberían ser tomadas como una indicación de la contribución relativa que aporta cada factor al exceso de fecundidad, no como un cálculo exacto de la contribución absoluta de cada factor. Pero este hecho de ninguna forma se niega la utilidad de este tipo de análisis exploratorio Análisis En este artículo, hemos presentado un análisis detallado de las razones por las cuales el Nordeste del Brasil experimenta una tasa de fecundidad más elevada que la prevista, dado su nivel de uso de anticonceptivos. Se utilizaron una variedad de técnipara comprender las causas y repercusiones políticas de elevados niveles de fecundidad por niveles observados de uso de anticonceptivos. El análisis que aquí se presenta ofrece una perspectiva útil del fenómeno registrado en el Nordeste del Brasil, y la aplicación de estas técnicas puede resultar igualmente instructiva en otras poblaciones que presentan un fenómeno similar. Por ejemplo, algunas de las técnicas han sido utilizadas en un análisis realizado sobre la disminución de la fecundidad en Botswana, 29 y también podrían ser adaptadas para investigar el fenómeno inverso la fecundidad más baja que la prevista, dada la tasa de prevalencia. En resumen, los encargados de adoptar políticas no deben preocuparse inicialmente si encuentran que el nivel de fecundidad en una población es mucho más elevado que el previsto, dado el nivel de uso de anticonceptivos registrado. Nuestros resultados sugieren que esta situación puede ser un fenómeno temporal causado por los rápidos aumentos en el uso de anticonceptivos, que luego se resuelve solo, a medida que se estabiliza el nivel de prevalencia de anticonceptivos. Sin embargo, si permanecen registrándose excesos significativos de la fecundidad aún después de que se ha hecho un ajuste por el factor del desfase, unas investigaciones simples pueden destacar otros factores probables, tales como elevados niveles de falla de anticonceptivos, corta duración de la infertilidad postparto, o elevados niveles de uso superfluo de anticonceptivos. Así, la realización de un esfuerzo para abordar estas cuestiones en la formulación de políticas futuras podría contribuir a un uso más eficaz y efectivo de los anticonceptivos para reducir aún más la fecundidad. Referencias 1. J. Bongaarts y S. Kirmeyer, Estimating the Impact of Contraceptive Prevalence on Fertility: Aggregate and Age-Specific Versions of a Model, en A. 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(véase referencia (continúa en la página 21) 16 Perspectivas Internacionales en Planificación Familiar

7 Cuando la Fecundidad (continúa de la página 16) 1); y R. Freedman y A. K. Blanc, Fertility Transition: An Update, en Proceedings of the 1991 Demographic and Health Surveys World Conference, Vol. I, Institute for Research Development (IRD)/Macro International, Columbia, Md., EE. UU., 1991, págs K. Davis y J. Blake, Social Structure and Fertility: An Analytic Framework, Economic Development and Cultural Change, 4: , J. Bongaarts, A Framework for Analyzing the Proximate Determinants of Fertility, Population and Development Review, 4: , 1978; S. Gaslonde y E. Carrasco, The Impact of Some Intermediate Variables on Fertility: Evidence from the Venezuela National Fertility Survey 1977, WFS Occasional Papers No. 23, International Statistical Institute/Encuestas Mundiales de Fecundidad, Voorburg, Países Bajos, 1982; J. Hobcraft y R. J. A. Little, Fertility Exposure Analysis: A New Method for Assessing the Contribution of Proximate Determinants to Fertility Differentials, Population Studies, 38:21 45, 1984; y L. Moreno, An Alternative Model of the Impact of the Proximate Determinants on Fertility Change: Evidence from Latin America, Population Studies, 45: , J. Bongaarts, 1978, op. cit. (véase referencia 4). 6. J. Bongaarts y S. Kirmeyer, 1982, op. cit. (véase referencia 1). 7. J. Bongaarts, 1987, op. cit. (véase referencia 2). 8., 1978, op. cit. (véase referencia 4). 9., 1987, op. cit. (véase referencia 2). 10. E. Boohene y T. E. Dow, Jr., Contraceptive Prevalence and Family Planning Program Effort in Zimbabwe, International Family Planning Perspectives, 13:1 7, D. J. Adamchak y M. T. Mbizvo, The Relationship Between Fertility and Contraceptive Prevalence in Zimbabwe, International Family Planning Perspectives, 16: , W. P. Mauldin y S. J. Segal, 1988, op. cit. (véase referencia 1); y R. Freedman y A. K. Blanc, 1991, op. cit. (véase referencia 2). 13. T. W. Merrick, Fertility and Family Planning in Brazil, International Family Planning Perspectives, 19: , 1983; y J. M. Arruda et al., Pesquisa Nacional Sobre Saúde Materno-Infantil e Planejamento Familiar 1986, Sociedade Civil Bem-Estar Familiar no Brasil (BEMFAM), Río de Janeiro, Brasil, e IRD/Westinghouse, Columbia, Md., EE. UU., Ibid. 15. T. W. Merrick, 1983, op. cit. (véase referencia 13); y N. Rutenberg, L. H. Ochoa y J. M. Arruda, The Proximate Determinants of Low Fertility in Brazil, International Family Planning Perspectives, 13:75 80, J. M. Arruda et al., 1987, op. cit. (véase referencia 13). 17. N. Rutenberg, L. H. Ochoa y J. M. Arruda, 1987, op. cit. (véase referencia 15). 18. J. M. Arruda et al., 1987, op. cit. (véase referencia 13). 19. J. E. Anderson, W. Rodrigues y A. M. T. Thome, Analysis of Breastfeeding in Northeastern Brazil: Methodological and Policy Considerations, Studies in Family Planning, 14: , J. Bongaarts y S. Kirmeyer, 1982, op. cit. (véase referencia 1). 21. J. Bongaarts y G. Rodríguez, A New Method for Estimating Contraceptive Failure Rates, en Measuring the Dynamics of Contraceptive Use, Naciones Unidas, Nueva York, 1991, págs Ibid. 23. Ibid. 24. J. Bongaarts y R. G. Potter, Fertility, Biology, and Behavior: An Analysis of the Proximate Determinants, Academic Press, Nueva York, N. Rutenberg y A. K. Blanc, The Analytical Potential of Demographic and Health Survey Data on Coital Frequency and Its Implications for Estimation of Contraceptive Failure Rates, en Measuring the Dynamics of Contraceptive Use, 1991, op. cit. (véase referencia 21), págs J. Bongaarts y G. Rodríguez, 1991, op. cit. (véase referencia 21), Cuadro BEMFAM y Macro International, Pesquisa Sobre Saúde Familiar no Nordeste Brasil 1991, Río de Janeiro, Brasil, y Columbia, Md., EE. UU., Ibid. 29. N. Rutenberg e I. Diamond, Fertility in Botswana: The Recent Decline and Future Prospects, Demography, 30: ,