Costa Rica Estimaciones y proyecciones de población actualizadas al año 2000 y Evaluación del Censo 2000 y otras fuentes de información

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1 Costa Rica Estimaciones y proyecciones de población actualizadas al año 2000 y Evaluación del Censo 2000 y otras fuentes de información Informe metodológico Instituto Nacional de Estadística y Censos INEC Centro Centroamericano de Población (CCP) Universidad de Costa Rica San José, Costa Rica Octubre, 2002

2 1 TABLA DE CONTENIDOS PRESENTACIÓN... 2 INTRODUCCIÓN... 3 I. FUENTES DE INFORMACIÓN... 4 II. EVALUACIÓN DE ESTADÍSTICAS VITALES... 5 Nacimientos...5 Defunciones...6 III. EVALUACIÓN DE LA INFORMACIÓN CENSAL... 7 Integridad de la población empadronada en el censo...7 Cobertura de la población costarricense... 7 Cobertura de la población nacida en el exterior Saldo Neto Migratorio Evaluación de la calidad en la declaración de la Edad...12 IV. PROYECCIÓN NACIONAL La Población base...13 Procedimiento general para la proyección...14 Mortalidad...14 Fecundidad...15 Migración internacional...16 Resultados de estimaciones y proyecciones de población Estimaciones de población Proyecciones de población BIBLIOGRAFÍA ANEXO ESTIMACIÓN DE LA POBLACIÓN NACIDA EN EL EXTERIOR... 38

3 2 PRESENTACIÓN El objetivo de este documento es describir los procedimientos y métodos seguidos para evaluar la cobertura del IX Censo de Población de la República de Costa Rica y para elaborar las proyecciones de población para el período La información presentada es el resultado de la colaboración entre el Centro Centroamericano de Población (CCP) de la Universidad de Costa Rica y el Instituto Nacional de Estadística y Censos (INEC), en el marco de un convenio suscrito entre ambas instituciones en el año Además de funcionarios del CCP y del INEC, se contó con la participación de dos estudiantes de la Maestría en Población y Salud de la Universidad de Costa Rica, como parte de sus actividades académicas. El Centro Latinoamericano de Demografía (CELADE), en Santiago de Chile, también colaboró en la etapa final de la investigación y aportó valiosas sugerencias para mejorar el trabajo y hacer estas proyecciones más comparables con las de otros países de la región. Participaron en la elaboración de las proyecciones: Investigadores Principales Estudiantes, Maestría en Población y Salud Jefa Sección de Estadísticas Demográficas INEC Luis Rosero-Bixby Gilbert Brenes Ignacio Sáenz Carolina Santamaría Olga Martha Araya Colaboraron también en la evaluación censal: Funcionaria INEC Consultor INEC Elizabeth Solano Jorge Barquero La edición final del documento y de sus tablas estuvo a cargo de funcionarios de la Sección de Estadísticas Demográficas del INEC.

4 3 INTRODUCCIÓN En el año 2000, luego de un considerable retraso en la disponibilidad de información censal, el Instituto Nacional de Estadística y Censos (INEC) realiza el IX Censo Nacional de Población y el V de Vivienda, entre el 28 de junio y el 1 de julio de Para aprovechar la disponibilidad de esta valiosa fuente de información, el Centro Centroamericano de Población CCP, en coordinación con el INEC, evaluó la cobertura del Censo con el fin de generar y actualizar las estimaciones del período y las proyecciones de población de Costa Rica para el período El presente documento contiene los resultados más importantes de la evaluación del Censo y de la metodología correspondiente. En particular se presenta la estimación de la población de Costa Rica al 30 de junio de 2000 resultante de la evaluación. Esta estimación es un dato crucial para actualizar la proyección de población. También se describen las hipótesis adoptadas para las proyecciones nacionales de población y se presenta un resumen de los resultados de estas proyecciones 1. La nueva información disponible, especialmente la originada en el Censo del 2000, esclarece la evolución reciente de la población de Costa Rica, por lo que el documento también presenta nuevas estimaciones de la población para el periodo El documento esta estructurado de la siguiente manera: Primero se presentan las fuentes de información que fueron utilizadas para la evaluación del Censo, las cuales fueron a su vez evaluadas para generar las estimaciones necesarias para la proyección. En un segundo apartado se resumen los resultados de la evaluación de las estadísticas vitales de nacimientos y defunciones. En tercer lugar aparece la evaluación de la información censal en términos de la cobertura de la población nacional y la nacida en el extranjero, por sexo y edades, así como la evaluación de la calidad de la variable edad; todo lo cual permitió establecer una población corregida como base para la proyección. En un cuarto apartado se presentan las hipótesis y criterios básicos para la realización de las proyecciones, y finalmente se comentan brevemente los resultados generales. 1 Los resultados completos de las proyecciones por sexo y edades para el periodo , se pueden consultar en la publicación que elaboró el INEC con base en los resultados que se describen en este documento.

5 4 I. FUENTES DE INFORMACIÓN A continuación. se enumeran las diversas fuentes de datos necesarios para la evaluación de las estadísticas y el Censo 2000, así como para generar las estimaciones y proyecciones de población: Registro de Nacimientos de Costa Rica de 1972 a 2000 y Registro de Defunciones de Costa Rica de 1970 a Esta información es recopilada y procesada por la Sección de Estadísticas Demográficas del Instituto Nacional de Estadística y Censos (INEC), a partir de las copias de las Actas de Nacimiento y de Defunción registradas por la Dirección General del Registro Civil, dependencia del Tribunal Supremo de Elecciones (TSE). Esta información es la fuente para las Estadísticas Vitales oficiales de Costa Rica. La base de datos de los nacimientos, al igual que la de defunciones, está disponible para consulta en línea en el servidor de Internet del Centro Centroamericano de Población (CCP), en Base de datos del Registro de Defunciones de Costa Rica a noviembre de 2001, recopilada por la Dirección General del Registro Civil. Esta información se utilizó para compararla con la suministrada por el INEC, con el fin de evaluar la cobertura y calidad del Registro de Defunciones. Censos de Población de Costa Rica de 1973, 1984 y Esta información es recopilada y procesada por el INEC, institución que por ley es la responsable de la ejecución de los censos nacionales. Las bases de datos de los censos de 1973, 1984 y 2000, suministradas por el INEC, están disponibles para consulta en línea en el servidor de Internet del Centro Centroamericano de Población (CCP): Padrones Electorales de 1998 (correspondiente al 3 de noviembre de 1997) y 2002 (correspondiente al 3 de noviembre de 2001), suministrados por el Tribunal Supremo de Elecciones. El padrón de 1998 se encuentra disponible en línea, en el servidor del CCP, en la misma dirección electrónica antes mencionada. El padrón del 2002 se obtuvo de la página Web del TSE y se le hizo algunas adaptaciones, como codificar los distritos administrativos. Cálculo de la Población por distrito para el año 2000, elaborado por la Sección de Estadísticas Demográficas del INEC. Conteo de viviendas según los mapas censales, elaborado por el INEC en la etapa precensal del Censo Proyecciones cantonales de población de Costa Rica , elaboradas en conjunto por el CCP y la antigua Área de Estadística y Censos del Ministerio de Economía y Comercio (actual INEC), en Cantidad de medidores de electricidad a uso residencial por distrito. La información fue suministrada por el INEC, que a su vez le fue suministrada del Instituto Costarricense de Electricidad y otras entidades que administran tal servicio en ciertas zonas del país. Estadísticas de matrícula escolar por distrito para los años 1999 a 2001, elaboradas por el Departamento de Estadística del Ministerio de Educación Pública.

6 5 Ingresos y egresos de Costa Rica a través de puestos fronterizos, por nacionalidad, según los informes anuales de la Dirección General de Migración y Extranjería. II. EVALUACIÓN DE ESTADÍSTICAS VITALES. Una etapa previa a la evaluación censal y la elaboración de proyecciones de población, incluye la necesidad de evaluar las estadísticas vitales, principalmente las que corresponden a nacimientos y defunciones, por dos razones fundamentales: los datos se utilizarían como fuente de información para evaluar la estimación derivada del Censo 2000, y para la elaboración de hipótesis sobre los componentes del cambio demográfico futuro. Nacimientos Se analizaron dos posibles características de la calidad de las estadísticas de nacimientos: la inscripción tardía y el posible subregistro. Para evaluar la inscripción tardía se calcularon los nacimientos que ocurren y se registran el mismo año, los que se registran al año siguiente, dos años después y tres o más años después de ocurrido el nacimiento. Con los datos separados según la clasificación anterior, se calculó para cada año el porcentaje que representaba cada una de las categorías de inscripción tardía respecto a los nacimientos ocurridos y registrados el mismo año. Al contrastar el año de ocurrencia del nacimiento con el año de registro, se encontró que en los últimos 5 años el porcentaje de nacimientos inscrito un año después de su ocurrencia varía entre un 1,5% y un 2,3% y es 0,2% tanto al segundo como al tercer año de ocurrido el nacimiento. Para el período , los nacimientos inscritos tardíamente fueron estimados con el porcentaje promedio de inscritos tardíamente de los últimos tres años disponibles (Cuadro 1). La evaluación de la cobertura del registro de nacimientos se realizó con una reconstrucción del total de nacimientos ocurridos en Costa Rica entre 1982 y 2000, de las cohortes de mujeres entre 12 y 34 años a diciembre de 2000, con base en la pregunta censal acerca de los Hijos tenidos nacidos vivos. La reconstrucción consiste en una suma de todos los hijos nacidos vivos por mujer entrevistada en el censo. Esta información se comparó con el total de nacimientos ocurridos entre 1982 y 2000 para las mismas cohortes de mujeres. Se decidió realizar el cálculo sólo para los hijos de madres costarricenses, porque es probable que la información de madres extranjeras se refiera no sólo a hijos nacidos en Costa Rica, sino también a hijos nacidos en el exterior. Se tomó el período de referencia a partir de 1982, pues se tenía información del país de nacimiento de la madre a partir de ese año. Además, dado que se decidió utilizar únicamente la información del Censo de 2000, sólo se tomó a las mujeres de 34 años ó menos, puesto que estas mujeres tendrían a lo más 15 años al 1 de enero de 1982, por lo que la mayoría de sus nacimientos tuvo que ocurrir en una fecha posterior. Se tenía como hipótesis que el Censo de Población tendría una omisión mayor que el registro de nacimientos. Sin embargo, los nacimientos reconstruidos fueron mayores a los ocurridos en el período de estudio, por lo que se determinó que los nacimientos ocurridos presentan alrededor de un 1% de subregistro. Por ejemplo, en el grupo de mujeres entre 15 y 29 años se encontró que la razón entre la reconstrucción y la información censal fue de 0,989, y para mujeres entre 15 y 34 años esta razón fue de 0,988. De manera que se decidió aumentar las series de nacimientos en un 1%. Adicionalmente, se decidió verificar el supuesto de compensación en la inscripción tardía, por trabajar con el año de registro en lugar del año de ocurrencia. Esta práctica es utilizada en el INEC para publicar

7 6 las estadísticas vitales. Se calculó el porcentaje de error, medido a partir del cociente de nacimientos registrados en un año, respecto a los nacimientos ocurridos en ese año. El error máximo de los últimos 20 años fue de apenas un 2% y durante los últimos 5 años no fue mayor del 1%. Defunciones Al igual que con los datos de nacimientos, se estudió la inscripción tardía y el posible subregistro de las defunciones. Para el análisis de la inscripción tardía, también se calcularon las defunciones que ocurren y se registran el mismo año, las que se registran al año siguiente, dos años después, y tres o más años después de ocurrida la defunción. Se obtuvo para cada año el porcentaje que representa cada categoría de inscripción tardía, respecto a las defunciones ocurridas y registradas el mismo año. Al contrastar el año de ocurrencia de la defunción con el año de registro, se encontró que en los últimos años el porcentaje de defunciones inscritas al año siguiente de ocurrida es de alrededor de un 3%. El porcentaje de inscripción tardía de defunciones al segundo y tercer años es cercano al 0,4% (Cuadro 2). Con el fin de corregir la información, en los años para los que no se tenía información de inscripción tardía, o sea, entre 1998 y 2000, el número de defunciones fue calculado con el porcentaje promedio de inscripciones tardías de los últimos tres años disponibles. Para la estimación del subregistro de las defunciones, se partió del supuesto de que las defunciones no registradas corresponden aproximadamente a un 30% adicional de las registradas sin certificación médica (PCP y Área de Estadística y Censos Ministerio de Economía, 1998), según el resultado de un estudio elaborado por Miguel Gómez en la década del 70 (Gómez, 1972). Se supone entonces que las defunciones atendidas por un profesional de la salud no pueden quedar sin registrar; por el contrario, se estaría argumentando que casi 1 de cada 4 defunciones sin certificación médica no se registra. Las defunciones sin certificación médica durante los últimos 10 años representan entre un 2% y un 3% de las defunciones, por lo que el porcentaje de subregistro de defunciones es de aproximadamente un 0,3% en el Estos porcentajes se utilizaron para corregir las defunciones empleadas en la retroproyección de la población al año 1970 ( Cuadro 3). Como una revisión adicional, se comparó la distribución de las defunciones por grupos de edad y año de ocurrencia, entre las Estadísticas Vitales producidas por el INEC y el Registro de Defunciones según el Registro Civil. Se encontró que no existen diferencias considerables entre ambas fuentes. También se reconstruyó la población de 70 años o más en 1970 con base en el método de generaciones extintas y se comparó con distintas estimaciones de dicha población realizadas anteriormente. En todos los casos, la estimación vía generaciones extintas es mayor que las estimaciones antiguas, tal y como se puede observar seguidamente: Estimación Ambos sexos Hombres Mujeres Defunciones (generaciones extintas) Censo 1973 retroproyectado a Proyección CCP (1997) Proyec. MIDEPLAN-DGEC-CELADE (1988)

8 7 Estas coincidencias en las cifras son señal de dos posibles situaciones: o todas las fuentes previas subestimaron fuertemente a la población de 70 años ó más en 1970, ó el registro de las defunciones correspondientes a las cohortes nacidas antes de 1900 fue muy completo. 2 Originalmente, también se trató de estimar la cobertura del Registro de Defunciones, por el método de Brass de la estructura por edades de las defunciones 3. Sin embargo, en los últimos años Costa Rica ha experimentado cambios demográficos de magnitud importante (fuerte inmigración desde Nicaragua principalmente y disminución de la fecundidad y de la mortalidad infantil), por lo que el supuesto de población estable del método es muy difícil de mantener. Por esta razón, se decidió desecharlo. III. EVALUACIÓN DE LA INFORMACIÓN CENSAL Con el fin de obtener una población corregida como base o inicio de la proyección, primero se evaluó la cobertura del Censo de Población, separadamente entre nacionales y nacidos en el extranjero. Adicionalmente, se evaluó la calidad de la información contenida en la variable Edad, dado que esta es fundamental para las proyecciones de población. Integridad de la población empadronada en el censo Cobertura de la población costarricense Población nacida en Costa Rica según la ecuación compensadora: Como una técnica inicial que ayudara a orientar el trabajo, se estimó la población nacida en Costa Rica a mediados del 2000, utilizando la ecuación compensadora. Según esta relación demográfica, la población en un momento t es igual a la población en un momento inicial 0, más los nacimientos, menos las defunciones, más el saldo neto migratorio, todos del período de estudio entre o y t. Los cálculos respectivos se hicieron con dos poblaciones iniciales: la enumerada por el censo 1984 y la estimada en las proyecciones del PCP-MEIC (1998). 4 Los nacimientos y las defunciones fueron corregidas por inscripción tardía y subregistro, de acuerdo a los porcentajes descritos en el apartado anterior. Comparando el registro de defunciones según el INEC (Estadísticas Vitales) y según el Registro Civil, se estimó que las defunciones de extranjeros en el período fueron de aproximadamente Esta cifra fue restada al total de defunciones del período. Por último, tomando en cuenta que Estados Unidos es el principal país de destino de los emigrantes costarricenses, se calculó en el saldo neto migratorio de los costarricenses durante el período intercensal 1984 a Las estimaciones de la población costarricense al 2000 se presentan a continuación: Fuente Población nacida % de 2 Cabe señalar que la estimación por el método de generaciones extintas tomó en cuenta las correcciones por subregistro e inscripción tardía señaladas anteriormente. En otras palabras, el argumento que aquí se plantea es que no habría que hacerle ninguna corrección adicional a las defunciones, más que las efectuadas hasta este momento. 3 Brass desarrolló un método que permite estimar la proporción de cobertura de las defunciones (Chackiel y Macció, 1978), bajo el supuesto de una población estable (población cerrada, fecundidad y mortalidad por edades constante a través del tiempo y distribución relativa de la población por edades, constante a través del tiempo), comparando las distribuciones de la población en dos momentos dados (generalmente, los años censales) y la distribución de las muertes de registro. 4 Se deseaba incluir la estimación realizada por MIDEPLAN-CELADE-DGEC (1988), pero no se pudo separar la población nacional de la extranjera.

9 8 en Costa Rica Censo subenumeración Estimación usando como población inicial: Censo ,7 % Estimación PCP-MEIC ,2 % El hecho de que se calcule una subenumeración negativa (sobreenumeración) al usar como población inicial el censo de 1984 sin corregir, denota que la subenumeración en el censo del 2000 fue menor que en el de Con la estimación del PCP-MEIC, se calcula un porcentaje de omisión de 1,2% entre la población nacida en Costa Rica. Medición de cobertura con información distrital: Otro de los métodos utilizados para medir la cobertura fue comparar la población por distrito según el Censo 2000 y una serie de estimaciones de población distrital, generadas a partir de regresiones de Poisson y una serie de fuentes independientes al Censo. El INEC proporcionó la información de los cálculos de población por distrito para el año 2000, así como el conteo de viviendas según los mapas censales de y la distribución distrital aplicada a la proyección de población cantonal para 2000; esta última realizada conjuntamente por el CCP y la antigua Área de Estadística y Censos. Además, el INEC suministró información sobre el número de medidores de electricidad (obtenidos del ICE y otras entidades administradoras del servicio en ciertas zonas), nacimientos y defunciones del registro de Estadística Vital procesadas por el INEC. También se utilizó la distribución de electores de los padrones de 1998 y de 2000 de las bases de datos del Tribunal Supremo de Elecciones (Registro Civil) y, finalmente, el Ministerio de Educación Pública entregó los datos de la matrícula escolar por distrito para los años 1999 a 2001; y que se encuentran en línea en el servidor del CCP. La estrategia metodológica consistió en tomar cada una de estas fuentes de información y estimar una población total para el distrito a partir de relaciones demográficas. Por ejemplo, los nacimientos fueron divididos por una tasa bruta de natalidad estimada con métodos indirectos con los datos del Censo de Población, para poder encontrar entonces la población que produjo dichos nacimientos. Se obtuvieron entonces 7 series de poblaciones estimadas por distrito: una por cada fuente. Se aplicó entonces sendas regresiones de Poisson en las que la variable dependiente siempre fue la población según el censo 2000, y la variable independiente fue cada una de las poblaciones estimadas. Se sumaron entonces los residuos de las regresiones para contar con una estimación de la subenumeración total del Censo (Cuadro 4): Según los cálculos y resultados, la estimación de la subenumeración pudo estar entre un 14,5% (generada con los mapas) y un 6% (generada con los datos de matrícula escolar). Sin embargo, al analizar las fuentes de mejor calidad (padrón, cálculo de población cerrada del INEC y Proyecciones de Población 1997) que tienen correlaciones mayores o iguales a 0,98 en sus logaritmos, se pudo estimar que inicialmente la subenumeración estuvo entre un 2% y un 4%. Otro hallazgo importante de este método fue el de determinar los cantones que consistentemente subestimaban y sobreestimaban la enumeración censal. En el Cuadro 5 se presentan los cinco cantones con una sobreenumeración consistente entre todas las fuentes y los siete cantones con una aparente subenumeración. Este último es el grupo más notable, compuesto por Valverde Vega, Tilarán, Montes de Oca, Puriscal, Jiménez, Nandayure y Turrubares. Llaman la atención Puriscal y Turrubares, dos cantones

10 9 vecinos. Posteriores análisis en profundidad podrían confirmar o rechazar estos hallazgos y precisar las causas probables en cada caso. Cobertura de la población menor de 19 años: Por otra parte, se reconstruyó la población nacida en Costa Rica menor de 19 años al 31 de diciembre de 2000, utilizando la información de nacimientos y defunciones del período de 1982 a Esto es, se hizo una reconstrucción de las cohortes nacidas entre 1982 y Se escogió reconstruir únicamente a la población nacida en Costa Rica debido a que se pensó estimar la población nacida en el extranjero utilizando otras fuentes. Un problema para la reconstrucción fue que las estadísticas vitales sólo procesan la nacionalidad del difunto a partir de Se supuso que la diferencia entre país de nacimiento y nacionalidad tiene un efecto mínimo sobre la estimación y que la proporción de defunciones de extranjeros para cada edad simple durante el período anterior a 1996 fue similar al observado en ese año. El supuesto no tuvo un impacto fuerte sobre las estimaciones porque el porcentaje de menores de edad entre la población extranjera es relativamente bajo y, además, las probabilidades de muerte de personas de 1 a 18 años también son bajas. Al derivar la información de las bases de datos de defunciones de 1996 a 2000, se tomó la decisión de considerar que un 94% de las defunciones de las cohortes nacidas entre 1982 y 1995 corresponden a personas nacidas en Costa Rica, mientras que de las cohortes nacidas entre 1996 y 2000, un 98% de las defunciones son de personas nacidas en Costa Rica. Recuérdese además que los nacimientos fueron corregidos en un 1% por subregistro, además de las correcciones por inscripción tardía. De acuerdo a la reconstrucción, la subestimación estimada de las personas de 0 a 18 años fue de un 1% (Cuadro 6). Sin embargo, entre los menores de 5 años éste alcanzó casi un 5% (especialmente entre los niños de 1 año de edad, como se puede apreciar en la Gráfica 1), mientras que en el grupo de 10 a 14 años más bien se contabiliza un sobreestimación del orden del 1%. Como esto se puede deber a la mala declaración de la edad, se consideró que la población reconstruida es una buena estimación de la población menor de 19 años. Cobertura de la población mayor de 18 años: Para la población nacida en Costa Rica mayor de 18 años se utilizó como principal fuente de comparación un promedio entre los padrones electorales de 1998 y La Gráfica 2 muestra la razón entre el padrón y el censo por grupos quinquenales y sexo. La estimación del padrón es mayor a la enumeración censal hasta la edad 65 aproximadamente, pero para las edades mayores hay una aparente subestimación del padrón con respecto del Censo. Se consideró que para la población masculina, este comportamiento se puede explicar como efecto de la mala declaración de la edad entre las personas mayores de 65 años. No obstante, para la población femenina la aparente subestimación es muy fuerte, como para ser explicada por la exageración de la edad: por ejemplo, tomando como base el padrón las mujeres de 40 años y más estarían sobreenumeradas en un 0,65%, y las mujeres de 50 años y más lo estarían en un 2,6%. 5 Se hizo una interpolación dentro de cada cohorte entre ambos padrones para contar con una población al 30 de junio de 2000, equivalente a la fecha del censo.

11 10 Con base en una comparación entre los padrones de 1990 y 1998 se trató de medir el posible subregistro del padrón de 1990 debido a la no renovación de cédulas. Para ello se calculó el porcentaje de personas que no aparecieron en el padrón de 1990 y reaparecieron en el padrón de 1994 ó Este porcentaje fue de alrededor del 0,5%, salvo entre las personas menores de 21 años (Gráfica 3). Se está suponiendo que esta omisión es igual en los padrones de 1998 y del Así, la población más joven del padrón fue corregida por los siguientes factores: Edad Factor Pob. Masculina Factor Pob. Femenina 18 1,0378 1, ,0193 1, ,0133 1, ,0100 1,0128 El análisis no muestra un subregistro importante entre las mujeres de más edad. No obstante, esta comparación no estaría tomando en cuenta a aquellas personas que no han renovado sus documentos de identificación desde Se considera difícil que un costarricense no actualice su cédula de identidad, debido a que esta se requiere para una gran cantidad de trámites de la vida cotidiana. Sin embargo, cabe la posibilidad de que mujeres de edades avanzadas no realicen muchos de estos trámites, por lo que no les interesaría actualizarla y por ende no estarían en el padrón. Se supuso entonces que el padrón estaría subregistrando a las mujeres de 40 años y más, y que el subregistro aumentaría con la edad. En resumen, se aplicó un factor de corrección para la población femenina que aumentaba de 0% en los 40 años a un 6% a la edad 100. Además, se decidió también tratar de aproximar un posible sobreregistro del padrón, originado en las personas que viven fuera de Costa Rica pero que todavía vienen periódicamente para renovar su documento de identificación. La proporción de las personas que se encontraban en el padrón de 1994 y que no estaban empadronadas en 1998 pero que tampoco se habían muerto se consideró como una estimación de estos emigrantes (y posiblemente de cierto grado de subregistro en las defunciones). Se encontró que para todas las edades, este porcentaje representó menos del 1%, por consiguiente, la estimación de emigrantes es muy baja como para afectar al padrón (Gráfica 4). Finalmente, para la población mayor de 18 años se estimó entonces una subenumeración del censo de un poco más de 4% entre los hombres y de 0,8% entre las mujeres. Cobertura de la población nacida en el exterior Para la población nacida en el extranjero se decidió realizar un tratamiento aparte, en vista de que la inmigración internacional ha sido en los últimos años uno de los principales factores del crecimiento de la población, y también es uno de los más difíciles de medir. Por ende, quedaba por estimar la omisión de población extranjera, especialmente nicaragüense. Se analizó en primera instancia el Saldo Neto Migratorio de las personas con nacionalidad diferente a la costarricense, a partir de los datos de ingresos y egresos de la Dirección General de Migración y Extranjería. El Cuadro 7 presenta los saldos netos migratorios para los costarricenses, para los nicaragüenses y para el resto de extranjeros, para el período (período para el cual había información disponible). Nótese que, entre los costarricenses, el saldo neto migratorio (ingresos por puestos fronterizos menos egresos por puestos fronterizos) es de Sin embargo, el valor está influenciado por el saldo calculado para 1997 ( ). Adicionalmente, el saldo neto migratorio para los nicaragüenses es de personas y el del resto de extranjeros de En primer lugar, la

12 11 evidencia proveniente de otras fuentes hace difícil creer que haya menos nicaragüenses en el país que personas originarias del resto de los países y que esta última cifra sea tan alta, por lo que la salida de extranjeros puede no estarse registrando adecuadamente. Además, distintas investigaciones (de corte más cualitativo) mencionan la existencia del fenómeno del ingreso ilegal de nicaragüenses a territorio costarricense. En resumen, la información de la Dirección Nacional de Migración y Extranjería puede estar afectada por un serio subregistro no sólo en los ingresos, sino también en los egresos por puestos fronterizos. A raíz de esta limitación, se decidió estimar la población nacida en el exterior por métodos indirectos. Dado que el país de origen más frecuente entre las personas nacidas en el exterior es Nicaragua, se comenzó con la estimación del total de personas nacidas en ese país y radicadas en Costa Rica. Para ello se utilizó el método de los niveles diferenciales de fecundidad. Utilizar este método presentaba la ventaja de que se podía aprovechar la información recolectada con la muestra complementaria de mujeres nicaragüenses de la Encuesta de Salud Reproductiva y Migración de Como se explica en el Anexo 2, se encontró que la omisión de mujeres nicaragüenses en edad fértil fue de un 3,85%. Se supuso que este porcentaje de omisión era igual para todas las mujeres nicaragüenses. Posteriormente, comparando las razones de masculinidad de las defunciones de nicaragüenses, se encontró que la subenumeración masculina fue de 19,6%. La subenumeración total de nicaragüenses se estimó en un 12,4%. TOTAL DE NICARAGÜENSES SEGÚN FUENTE Sexo Censo 2000 Estimación por método indirecto Porcentaje de subenumeración Total ,4 % Hombres ,6 % Mujeres ,8 % Tal y como se explica en el Anexo 2, se decidió aplicar al resto de extranjeros los mismos factores de corrección aplicados a la población nicaragüense: un 4% a todas las mujeres extranjeras, y las mismas razones de masculinidad usadas para estimar a los hombres de Nicaragua. Esto condujo a una omisión estimada de extranjeros de 10,2%: 15,35% entre los hombres y 3,85% entre las mujeres. Saldo Neto Migratorio Los saldos netos migratorios entre 1985 y 2000 se calcularon a partir del crecimiento en los nacimientos de madres extranjeras durante ese período (Anexo 2). Se estimó que entre 1985 y 1988 el saldo fue de personas por año; entre 1989 y 1992 se da una reducción a un poco más de 2 mil por año, debido posiblemente a la repatriación posterior a los acuerdos de paz en Centroamérica. Entre 1993 y 1996 se estimó un saldo neto de personas por año, que disminuye a casi 28 mil por año en el siguiente trienio. Para el año 2000 se está estimando en casi 20 mil el saldo anual. Tomando en cuenta esta información, se puede retroproyectar a 1984 la población extranjera en Costa Rica, y comparar la población extranjera enumerada en 1984 y 2000 con las estimaciones producidas.

13 12 Año Población nacida en el extranjero, según: Omisión estimada Censo Estimación (%) , ,9 Para la distribución por sexo y edad del saldo neto migratorio se utilizó la distribución de la población nacida en el exterior, según el Censo 2000, que arribó al país durante los últimos dos años, y para evaluarla se comparó con la misma distribución según el censo de En vista de que ambas distribuciones eran prácticamente iguales, se decidió aplicar la obtenida del Censo 2000 a los saldos totales estimados. Por otra parte, se analizó someramente el efecto del saldo neto migratorio de los costarricenses. Se estudió la información publicada por CELADE y recopilada por el Proyecto IMILA 7 y se encontró que el principal destino de los emigrantes costarricenses lo constituye los Estados Unidos. En el momento de finalizar la redacción de este documento, la información del país de nacimiento del Censo del 2000 de ese país todavía no estaba disponible para el público; por consiguiente, se tomó la información referente a la población nacida en Costa Rica y residente en los EU según los censos de 1970, 1980 y A partir de estos datos, se estimó que durante los últimos 15 años, el saldo neto migratorio de los costarricenses podía ser de aproximadamente personas por año. La distribución por sexo y edad se aproximó a partir de la distribución de los costarricenses residentes en EU. 8 Se tomaron entonces las siguientes decisiones para establecer el Saldo Neto Migratorio: Adoptar los saldos netos migratorios de los quinquenios , y utilizados por CELADE para las proyecciones de población de Costa Rica publicadas en Los saldos netos migratorios para los períodos , , , y 2000 se calcularon tomando el saldo neto migratorio de los extranjeros, estimado a partir de los nacimientos de madres nacidas en el exterior (el cual es positivo) y sumándole el saldo neto migratorio estimado de los costarricenses (que fue negativo). Evaluación de la calidad en la declaración de la Edad La única variable evaluada en la calidad de la respuesta fue la edad, para lo que se analizó la mala declaración según dos indicadores: el índice de Whipple y el índice de Myers. El índice de Whipple se calculó para saber si había preferencia por los dígitos 0 y 5 en la declaración de la edad para cada uno de los tres censos. El valor del mismo en el 2000 fue de 109, lo cual quiere decir que la declaración de la edad en el Censo del 2000 se puede calificar como información relativamente precisa. Como 6 Suponiendo que durante el período se dieron aproximadamente defunciones de extranjeros, de acuerdo a estimaciones realizadas comparando las defunciones del Registro Civil y las del INEC. 7 Boletín Demográfico N 65. Migración Internacional en América Latina-IMILA (2000). Santiago de Chile: CELADE. 8 Cabe destacar que se intentó también calcular el Saldo Neto Migratorio de los costarricenses a partir del Método de los Coeficientes de Supervivencia. Sin embargo, el procedimiento estimaba una inmigración de retorno muy alta entre los costarricenses, particularmente para las edades más jóvenes. Al utilizar los coeficientes de supervivencia de una tabla de vida, se está suponiendo que la población es estable. Sin embargo, el descenso tan pronunciado de la fecundidad en Costa Rica durante los últimos años, pudo haber estado afectando el método.

14 13 referencia, los respectivos datos del censo de 1973 se ubicaron bajo la categoría de Aproximados (índice igual a 121), mientras que los del censo de 1984 se ubicaron en la categoría de Datos relativamente precisos (índice igual a 109). El índice de Myers permitió determinar por cuáles dígitos había preferencia (Chackiel y Macció, 1978). El valor del índice fue de 5,7, lo cual significa que la atracción de dígitos se encontraba en un nivel intermedio, al igual que en los dos censos anteriores (10,2 en 1973 y 5,8 en 1984). 9 Además, se hizo un análisis de la mala declaración de la edad en adultos de 55 años ó más con una muestra de 7402 personas seleccionada del Censo de Población. La edad declarada en el Censo 2000 se cotejó con la edad verdadera de las personas, según el padrón electoral de 1998 Registro Civil. El análisis sirvió para corroborar los patrones de mala declaración de la edad ya identificados en estudios previos (García, 1990), particularmente en las edades más avanzadas; además, sirvió para verificar otro tipo de errores especiales como el de digitación y el de redondeo a la edad más próxima (Cuadro 8). IV. PROYECCIÓN NACIONAL La Población base Después de combinar y aplicar los resultados de las evaluaciones descritas arriba, fue posible obtener finalmente una población corregida o ajustada para servir de base a la proyección. Con este fin, después del proceso de evaluación y estimación se definió una población base para el año 2000, de personas: hombres y mujeres. Esto implica un porcentaje total de subenumeración u omisión censal censal de 2,83%; la omisión fue mayor entre la población masculina (4,53%) que entre la femenina (1,07%). La población base presentó un índice de masculinidad de 103,3%, el cual se consideró relativamente alto. No obstante, cabe destacar que (según las estimaciones de CELADE 1998) el país ha presentado en las últimas dos décadas índices de masculinidad superiores al 100%. Así por ejemplo, en la evaluación censal de 1984 (MIDEPLAN-CELADE-DGEC 1988), el índice estimado fue de 102%. La estimación de CELADE para el 2000 lo situaba en 102,8%. Por otra parte, el valor de 103,3% es uno de los índices de masculinidad más altos de un país latinoamericano, pero es similar al de Belice (en 1990) y al de República Dominicana (en 2000): 103,4%. Estos dos países comparten con Costa Rica la característica de tener altas tasas de inmigración. Si se analiza que la estimación de extranjeros aquí presentada tiene un índice de masculinidad de 120,2%, el valor correspondiente sólo a los nacidos en Costa Rica cae a 101,9%. Adicionalmente, se comparó el indicador en cuestión por grupos quinquenales de edad de la población base con los calculados a partir de otras tres fuentes: el Censo de Población 2000, una tabla de vida de Costa Rica para el período y la población de Suecia en el 2000 (Gráfica 5). Nótese en la gráfica como el índice de masculinidad de la población base es más similar al de Suecia y al de la tabla de vida, que el generado con el Censo 2000; la comparación permite apreciar una importante subenumeración masculina en los adultos jóvenes (entre los 20 y los 40 años). 9 Se intentó analizar la mala declaración de la edad por medio del método de cohortes intercensales (Del Pópolo, 2001). Sin embargo, se encontró que el método estaba afectado por la población base corregida que se tomara. Por esta razón, se descartó su análisis. 10 Calculada con un procedimiento totalmente independiente al de la evaluación censal.

15 14 Con esta población, más las defunciones y el saldo neto migratorio de los últimos 30 años, se reconstruyó la población al 30 de junio de El total de personas estimado fue de personas: hombres y mujeres. Esta población retroproyectada sirvió como base o arranque para las estimaciones del período , y las proyecciones desde 2001 hasta Las estimaciones y proyecciones de la población se efectuaron con base en el método de componentes del cambio demográfico de las cohortes. Esta nueva población base fue digitada, junto con los nacimientos, defunciones y saldos migratorios, en la interface del programa RUP (Rural-Urban Projections) de la Oficina del Censo de EU (Arriaga, 1994) para proyectarla hasta el La población al 30 de junio 2000 generada con el RUP es ligeramente distinta a la población base original, por el procedimiento de cálculo utilizado por el RUP: Población base 2000 original Población 2000 proyectada Total Hombres Mujeres Esta nueva población al 30 de junio de 2000 implica que la omisión censal fue de 2,9%. Para los hombres fue de 4,7% y para las mujeres de 1,1%. El Cuadro 9 muestra un resumen de la subenumeración censal estimada de los últimos censos. Procedimiento general para la proyección La proyección de la población se efectuó por edades simples y años calendario para el período , con una extensión para fines didácticos hasta el Se mencionó anteriormente que el paquete informático utilizado fue el RUP de la Oficina del Censo de Estados Unidos. El método para proyectar la población es el de los componentes del cambio demográfico de las cohortes, el cual parte de la formulación de hipótesis sobre el comportamiento futuro de los componentes: mortalidad, fecundidad y migración. A continuación se describen los criterios para establecer las distintas hipótesis: Mortalidad Costa Rica tiene una esperanza de vida al nacimiento de 77,7 años en el 2001, la cual es la más alta de Latinoamérica, superior incluso a la de los Estados Unidos. Cuando una población alcanza una esperanza de vida tan elevada, el progreso adicional es mucho más lento y difícil de lograr. Además, el impacto del progreso en este campo sobre las tendencias demográficas es mínimo, por lo que las proyecciones de población son poco sensibles a diferentes hipótesis en la evolución de la mortalidad. Se adoptó para Costa Rica una hipótesis sugerida por el Centro Latinoamericano de Demografía (CELADE) para los países de la región, la cual supone una sustancial desaceleración en el progreso de la esperanza de vida y un ligero aumento en la brecha entre los sexos. Se tomó como base las esperanzas de vida al nacer por sexo para el trienio : 75,31 para hombres y 80,11 para mujeres. 11 Las esperanzas de vida 11 Las esperanzas de vida calculadas por el RUP usando únicamente las defunciones del 2000 fueron para hombres y para mujeres

16 15 masculinas se van incrementando cada quinquenio en una cantidad de años que depende del nivel alcanzado; estas esperanzas de vida son posteriormente suavizadas con una función logística. Para obtener las esperanzas femeninas, posteriormente se proyecta también con una función logística el diferencial entre las esperanzas de vida masculinas y femeninas. De esta forma, se supuso que esta diferencia se incrementaría desde 4,54 años en el 2000 a 5,7 años en el La esperanza de vida supuesta para el 2050 fue de 82,2 años: 79,7 para los hombres y 84,9 para las mujeres. Esta hipótesis es más bien conservadora. En Estados Unidos, por ejemplo, se supone que en el 2050 la esperanza de vida será de 83,8 años: 81,2 para los hombres y 86,6 para las mujeres, es decir casi 2 años mayor que en Costa Rica. Dado que en la actualidad los dos países tienen esperanzas de vida parecidas, en los EU se está suponiendo un progreso más rápido que en Costa Rica. Para tener las relaciones de supervivencia en las distintas edades a partir de la esperanza de vida mencionada, se asumió una estructura de mortalidad por edad en el 2100 similar a la tabla de vida límite de EU en el Las relaciones de supervivencia para los años intermedios entre el 2000 y el 2050 se obtuvieron por interpolación lineal. Los resultados de la proyección de las esperanzas de vida hasta el 2100, se presentan en la Gráfica6. Fecundidad La fecundidad en Costa Rica ha bajado aceleradamente en los últimos 15 años: la tasa global de fecundidad (TGF) pasó de 3,7 hijos en 1985 a 2,3 en 2001, es decir una reducción de casi una décima por año calendario. De continuar esta tendencia, Costa Rica estaría a las puertas de alcanzar el nivel de fecundidad de reemplazo (TGF de 2,1 hijos por mujer). Para proyectar la fecundidad se consideró además de la tendencia reciente, la evolución de la fecundidad de cohorte en tres países que tienen tasas por debajo del reemplazo: Estados Unidos, Dinamarca y España 13 (Gráfica 7). Se adoptó como hipótesis recomendada, o más probable, de la proyección, una TGF de reemplazo de 2,1 hijos por mujer en el 2005, y la continuación de un descenso moderado hasta 1,8 hijos en el Luego se supuso una recuperación (que se ha observado en la fecundidad de cohorte de otros países) hasta estabilizarse en 2 hijos por mujer cerca del Se supusieron, además, dos escenarios o hipótesis alternativas de fecundidad: alta y baja, como se indica a continuación: 12 Disponible en Internet en: 13 En Estados Unidos la TGF cruzó el nivel de reemplazo a principios de la década del setenta y cayó hasta cerca de 1,7 hijos por mujer. Sin embargo, en los finales de los setentas comenzó nuevamente a aumentar hasta llegar a mantenerse relativamente estable desde 1989, en un valor un poco mayor a 2 hijos por mujer. En Dinamarca, la TGF (correspondiente a las cohortes de 30 años ó más) también decreció hasta ser menor a la barrera del 2,1, posteriormente ha venido incrementándose lentamente. Por último, el caso de España ha venido decreciendo; sin embargo, la caída es muy reciente por lo que todavía no hay evidencias de una recuperación, como en los otros dos países utilizados como ejemplo. En otros países del mundo, la fecundidad ha llegado a ser menor que la del nivel de reemplazo y el Population Division de la Organización de Naciones Unidas ya considera este comportamiento de la fecundidad para las proyecciones de población mundiales (Population División, 2001), por lo cual se consideró totalmente posible que Costa Rica también tuviera esa misma evolución, dada la reducción tan pronunciada en los indicadores de fecundidad en los últimos años.

17 16 Hipótesis media o recomendada: Se asume que la tasa global de fecundidad llegará al nivel de reemplazo en el 2005, continuará bajando hasta ser 1,79 hijos por mujer en el La TGF aumentará a partir del 2015 hasta 2 hijos por mujer en el 2050 y así se mantendrá hasta el Hipótesis alta: Se asume que se llegará a una TGF de reemplazo (2,1 hijos por mujer) en el 2015 y así se mantendrá hasta el Hipótesis baja: Se asume que la TGF seguirá bajando hasta un nivel de 1,6 hijos por mujer en el 2045, y a partir de ahí se mantendrá constante. Para las tres hipótesis, se supuso que la estructura de la fecundidad en el 2050 será relativamente joven (con una edad media de procrear de 26 años), mientras que después del 2050, la estructura estará concentrada en las edades fértiles entre los 25 y los 34 años (con una edad media de procrear de 29 años). Las estructuras de fecundidad supuestas son las siguientes: Edad Costa Rica 2001 Costa Rica 2050 Costa Rica 2100 % (EU 1995) % (España 1995) % Total 100,0 100,0 100,0 15 a 19 17,0 25,6 3,5 20 a 24 27,6 34,8 13,2 25 a 29 25,0 21,6 35,2 30 a 34 18,0 11,2 33,5 35 a 39 9,4 4,9 12,3 40 a 44 2,7 1,3 2,1 45 a 49 0,3 0,5 0,1 Migración internacional Como ya se explicó antes, el saldo neto migratorio (las entradas al país menos las salidas) alcanzó un pico en y desde entonces ha venido descendiendo. Con esta evolución en mente se definieron dos hipótesis de la tendencia de la migración internacional. La primera, que se combinó con las hipótesis media, alta y baja de fecundidad, supone que en el 2001 el saldo neto migratorio fue de personas (al igual que en el 2000), y que disminuirá hasta ser nula en el A esta hipótesis se le denomina de migración decreciente. La segunda hipótesis, denominada de migración constante, supone que el saldo neto migratorio se mantendrá inalterado en personas por año hasta el Esta segunda hipótesis, que se considera la menos probable, sólo se combinó con la hipótesis recomendada de fecundidad (Gráfica 8). La proyección recomendada combina entonces la hipótesis de fecundidad recomendada con la hipótesis de migración decreciente y con la única hipótesis de mortalidad.

18 17 Resultados de estimaciones y proyecciones de población Estimaciones de población A partir de la población base para el 2000, se estimó la población por edad y sexo de Costa Rica para los años del período , utilizando además los nacimientos, defunciones y saldos migratorios del mismo período. El documento principal de las estimaciones y proyecciones de población muestra los resultados del procedimiento, así como cálculos de indicadores demográficos (tasas de natalidad, fecundidad, mortalidad) basados en ellas, para que los usuarios puedan contar con una serie histórica comparable. El Cuadro 10 resume los resultados de las estimaciones, y los contrasta con las proyecciones anteriores (elaboradas en 1998) y con los cálculos de población publicados por el INEC. En general, al comparar las estimaciones generadas en el 2000 con las de 1998 se presentan algunas diferencias, como era de esperar, dada la disponibilidad de nuevas fuentes y estimaciones actualizadas sobre las tendencias demográficas (principalmente el contar con el Censo 2000 y las estimaciones presentadas aquí). Mientras en 1980 la estimación para el total es mayor en poco más de 23 mil personas, para 1990 fue de apenas 3 mil, y para el 2000 la nueva estimación es menor que la anterior en aproximadamente 18 mil personas. Las diferencias son más marcadas en la población masculina en que las nuevas estimaciones son mayores en todos los años, aunque pasan de 21 mil en 1980 a casi 10 mil en el En el caso de la población femenina las estimaciones actualizadas son mayores en sólo 2 mil mujeres en 1980 y menores a las estimaciones de 1998 en algo más de 9 mil y 27 mil mujeres en 1990 y en el 2000, respectivamente. La tercera fuente que se compara son los cálculos de población del INEC (antigua DGEC). Como estos cálculos son el resultado del crecimiento vegetativo o natural (no toman en cuenta las migraciones), tienden a producir estimaciones más bajas con una discrepancia cada vez mayor a medida que uno se aleja del año censal. Para el año 2000, la diferencia entre la reciente estimación y el cálculo de población alcanza casi 275 mil individuos. Proyecciones de población Los resultados de las proyecciones se presentan en el documento principal elaborado para tal fin. La Gráfica 9 ilustra la evolución de la población de 1970 al 2100, según los cuatro escenarios planteados. Hasta el 2050 y según las hipótesis más plausibles, interesa comentar que en el corto y mediano plazo no se presentan diferencias importantes en el tamaño proyectado de la población total. En el 2010, la diferencia máxima entre todas las hipótesis es de casi 36 mil personas; para el 2025, esta diferencia máxima se amplía a casi 400 mil habitantes, mientras que para el 2050, la variación entre los dos escenarios extremos será de millón y medio de individuos: de un mínimo de menos de 6 millones a un máximo de cerca de 7,5 millones. Lo particular de este comportamiento futuro es que la evolución de la fecundidad, sin dejar de ser importante, pesará menos que el efecto de la migración. La población total en el 2050 será un millón de habitantes mayor si los saldos migratorios permanecen constantes (en 20 mil personas por año) en lugar de disminuir de la manera asumida en la hipótesis recomendada.

19 18 Es importante resaltar también como será en el futuro la estructura por edades de la población. En el 2000, los menores de 15 años representan el 32% del total de habitantes; para el 2050, esta proporción decrecerá hasta llegar a situarse entre un 14% y un 19% en los distintos escenarios. Por otro lado, la población de 65 años y más equivalía en el 2000 al 5% del total de residentes en Costa Rica (alrededor de 200 mil adultos mayores), pero en el 2050, llegarán a representar entre un 18% y un 23% de la población total (1,3 millones de personas). La cantidad de personas de 65 años ó más en el 2050 será 6,5 veces la cantidad actual en todos los escenarios. Estos resultados son consistentes con los efectos observados y esperados en el proceso de envejecimiento poblacional derivadas de la transición demográfica. Al comparar estas proyecciones con las elaboradas previamente, se encuentran diferencias: el número de habitantes para el 2025 según la hipótesis recomendada (5,6 millones) es menor que la proyectada en 1998 en casi 200 mil habitantes (PCP-MEIC, 1998). Esta diferencia se debe principalmente a que se supone que la TGF será menor al valor de reemplazo (2,1 hijos) en un futuro cercano, mientras que en la proyección anterior se tomaba este valor como una barrera infranqueable. Sin embargo, esta población proyectada es aún mayor a la que se calculó en 1988 (MIDEPLAN, CELADE y DGEC,1988) para el mismo año (5,25 millones), producto del aumento en la inmigración durante las décadas de 1980 y BIBLIOGRAFÍA Arriaga E.E. (1994), Population Analysis with Microcomputers (2 vols). Washington D.C. Bureau of the Census, CELADE (2000), Boletín Demográfico No. 65. Migración Internacional en América Latina-IMILA, N.U., Santiago de Chile. CELADE (2002), Boletín Demográfico No. 69. América Latina y Caribe: Estimaciones y Proyecciones de Población ), N.U., Santiago de Chile. Chackiel, Juan y Guillermo Macció (1978), Evaluación y Corrección de Datos Demográficos, Serie B, No.39, CELADE, Santiago de Chile. Chen Mok, Mario, Luis Rosero-Bixby, Gilbert Brenes Camacho, Miriam León Solís, María Isabel González Lutz y Juan Carlos Venegas Pissa (2001), Salud Reproductiva y Migración Nicaragüense en Costa Rica : Resultados de una Encuesta Nacional de Salud Reproductiva, PCP Escuela de Estadística UCR-INISA, San José, Costa Rica. Del Pópolo, Fabiana (2001), Problemas en la declaración de edad de la población adulta mayor en los censos, Notas de Población, Año 28, N 72, CELADE, Santiago de Chile. Dirección General de Migración y Extranjería DGME (1997), Informe de Actividades 1994, 1995 y 1996, San José, Costa Rica: Departamento de Planificación. - DGME (1993), Informe Anual 1992, San José, Costa Rica. - DGME (1994), Informe Anual 1993, San José, Costa Rica. - DGME (1998), Informe de Actividades 1997, San José, Costa Rica. - DGME (2001), Informe de Actividades , San José, Costa Rica.

20 19 García, Víctor (1990), Mortalidad y características socioeconómicas de la tercera edad: informe final del estudio experimental efectuado en los cantones de Puriscal y Coronado, San José, Costa Rica: Oficina de Publicaciones de la Universidad de Costa Rica. Gómez, Miguel (1972), El descenso de la fecundidad en Costa Rica, San José, Costa Rica: Universidad de Costa Rica. MIDEPLAN, CELADE y DGEC (1988), Costa Rica: Estimaciones y proyecciones de población , San José: Imprenta Nacional. Naciones Unidas (1972), Métodos de medición de la migración internacional, Nueva York: ONU. Population Division, Department of Economic and Social Affairs, United Nations (2001), World Population Prospects. The 2000 Revision. Highligts. DRAFT ESA/P/WP.165 Programa Centroamericano de Población y Área de Estadística y Censos Ministerio de Economía (PCP- MEIC 1998), Estimaciones y proyecciones de población actualizadas a Costa Rica , San José, Costa Rica. Rincón Manuel y Emilio González (1987), Evaluación del Censo Nacional de Población 1984, Ponencia presentada en el Noveno Seminario Nacional de Demografía, San José, Costa Rica, junio de 1987.