Anexo Metodológico.

Metodología de la Construcción de Indices e Indicadores de Nivel de Vida y Salud. Los criterios generales para la construcción de más de 70 indicadores e índices de nivel de vida y salud se han sintetizado en el Capítulo 2. En este Anexo se encuentra una explicación detallada de la selección, definición y construcción de indicadores, y de su integración en los índices de salud y nivel de vida, mediante el empleo del análisis categórico de componentes principales (CATPCA)., Con el propósito de permitir una evaluación de las ventajas y limitaciones de la metodología empleada, se presentan los resultados de la cuantificación de indicadores categóricos con cierto detalle, comparando los resultados con la mayor encuesta nacional (Perú) y la base internacional integrada de los 8 países. Indicadores e Indices de Nivel de Vida. Para la determinación de un índice de nivel de vida o status socio-económico (exceptuando salud) se han seleccionado tres dimensiones en la encuesta: vivienda y equipamiento del hogar, educación y empleo. Vivienda y equipamiento del hogar. Se han elaborado 12 indicadores de vivienda y equipamiento del hogar. A partir de ellos se han construido un Indice de Vivienda Básica, un Indice de Bienes del Hogar y un Indice de Vivienda integrado. Se han seleccionado los siguientes indicadores sobre vivienda básica: Fuente de agua para beber (AGUA): Esta variable se ha mantenido nominal. Sus categorías se presentan a continuación, junto a su cuantificación en la construcción del Indice de Vivienda, tanto en el caso internacional como en el de Perú, como resultado del proceso iterativo de optimización utilizado por el análisis categórico de componentes principales. Los coeficientes asignados están estandarizados por definición1, y su valor maximiza el porcentaje de la varianza del conjunto de indicadores que puede ser capturado por el índice (primer componente principal). En otras palabras, los puntajes asignados a cada categoría maximizan la asociación entre todas las variables que conforman el índice. Se observa que el método asigna valores inferiores a las categorías asociadas a la pobreza, y valores superiores a aquellas que denotan mejores condiciones de vida. Aunque los valores de los coeficientes de cada categoría cambian en los dos ejemplos, su jerarquía básica se mantiene, así como la asignación de valores asociados a los niveles de vida. Los cambios en los coeficientes en los casos peruano e internacional reflejan el resultado de la estandarización de los coeficientes con distintas distribuciones.

1 Su media vale 0 y su varianza es unitaria.

Categoría Cuantificación CATPCA (Base Internacional) Perú 1996

Vertiente. -2.872 -1.519

Río o canal. -2.786 -1.408 Otra fuente. -1.758 -0.768 Agua entubada de fuente pública. -1.393 -0.506 Agua de lluvia. -1.317 -0.930 Pozo público. -1.062 -0.852 Agua entubada en el edificio. -0.947 -0.058 Tanquero o carro repartidor. - 0.879 0.028 Pozo en la residencia. -0.721 -0.117 Agua entubada en la residencia. 0.700 0.946 Agua embotellada 0.897 Tipo de servicio higiénico (SSHH). Esta variable se ha conservado como nominal. En este caso y en los que siguen se puede observar que los puntajes asignados mantienen una asociación con los niveles de vida, aunque existen diferencias entre los dos casos presentados. Las categorías y puntajes son: Categoría Cuantificación CATPCA

(Base Internacional) Perú 1996 Ninguno -2.322 Campo. -2.153 -1.073 Río o canal. -2.069 -0.483

Otro. -0.859 -0.029 Excusado público fuera de la residencia. -0.527 0.131 Letrina tradicional -0.323 Letrina privada. -0.152 -0.303

Excusado público en la residencia. -0.077 0.682 Excusado privado fuera de la residencia. -0.012 -0.002

Letrina conexión pública. 0.333 -0.460 Excusado o inodoro privado o en la residencia. 0.868 1.337 Material del piso (PISO). Esta variable nominal presenta las siguientes categorías y valores:

Categoría Cuantificación CATPCA (Base Internacional) Perú 1996

Parquet o madera pulida 1.126 2.708 Baldosa 0.957 2.217 Entablado o tablón 0.378 - 0.182 Cemento o piedra -0.084 0.874 Otro -0.247 - 0.772 Vinyl o asfalto -0.579 2.321 Tierra o arena -2.017 - 0.798

Número de cuartos para dormir por persona (CUAPER). Este indicador numérico busca capturar, sobre una escala continua, la disponibilidad per cápita de espacio, cuya frecuente limitación genera condiciones de hacinamiento. Raíz cuadrada del tiempo de búsqueda de agua (TIEAG). Este indicador numérico complementa la información cualitativa sobre las fuentes de agua. Su transformación con la raíz cuadrada mejora su representatividad en el índice de vivienda. ¿Tiene electricidad? (ELEC) Este indicador tiene importancia en la infraestructura habitacional. Corresponde a una variable dicotómica. Los restantes indicadores son variables dicotómicas referidas al equipamiento del hogar y al Indice de Bienes del Hogar.

• ¿Tiene refrigeradora? (REFR). • ¿Tiene radio? (RADIO). • ¿Tiene televisión? (TV). • ¿Tiene teléfono? (TELF). • ¿Tiene vehículo? (CAR). • ¿Tiene bicicleta? (BICI).

Indice de vivienda. Este índice ha sido construido como una combinación lineal, con coeficientes optimizados, de los indicadores presentados, previamente cuantificados, empleando el método de análisis categórico de componentes principales.2 La fórmula del índice se encuentra en el Cuadro 3 del Capítulo 2 para la base comparativo internacional, y en el caso del Perú en 1996, es la siguiente: IVIV* = 0.775 AGUA* + 0.858 SSHH* + 0.81 PISO* + 0.378 CUAPER* – 0.508 TIEAG* + 0.798 ELEC* + 0.76 REFR* + 0.427 RADIO* + 0.775 TV* + 0.649 TELF* + 0.429 CAR* + 0.286 BICI* Donde los asteriscos (*) indican que las variables originales han sido transformadas a sus equivalentes cuantitativos optimizados y estandarizados, y que las variables cuantitativas han sido discretizadas. Todos los signos de los coeficientes satisfacen el criterio de asignar mayores valores a mejores condiciones, y sus valores numéricos, que corresponden a los coeficientes de correlación entre cada variable y el índice, reflejan la importancia relativa de cada componente. El índice (primer componente principal) captura el 38.6 % de la varianza total de sus 12 componentes originales, valor considerado representativo. La fórmula del Indice de Vivienda comparativo internacional es muy similar. Para facilitar su interpretación, el índice ha sido transformado a una escala entre 0 y 100 puntos, con una media aproximada de 50 puntos y una desviación típica de 15. En el Cuadro 1 se presentan los promedios del índice para las principales áreas de residencia en Perú.

2 Se ha empleado el programa CATPCA en SPSS, Versión 10.0.

Cuadro 1 Indice de vivienda por área de residencia: Perú 1996

Area de residencia Media N. de hogares Desviación típicaCapital o ciudad grande 59.7 13269 12.1Ciudad pequeña 57.2 2410 11.3Pueblo 51.9 2966 11.1Campo 35.3 9477 8.2Total 50.4 28122 15.4

Fuente de datos para el análisis: Macro International Inc. (1996b). Las funciones de densidad del índice internacional, para las áreas rural y urbana, se encuentran en el Gráfico 1. Las diferentes distribuciones revelan las profundas diferencias habitacionales en América Latina, en detrimento de las áreas rurales. El carácter multimodal de las distribuciones es el resultado de la superposición de casos nacionales de diverso grado de desarrollo social. De esta forma el Gráfico permite observar tanto las brechas entre países como el rezago del campo respecto a las ciudades. Educación. En este caso todos los indicadores son numéricos, y los índices han sido obtenidos por el método convencional de componentes principales. Los indicadores de educación son atributos personales de cada uno de los miembros de la familia de al menos 6, 15 o 24 años, según el caso. Se han definido los siguientes indicadores. Alfabetismo para personas de 15 y más años (ALFAB). Indicador dicotómico que vale 0 para los analfabetos y 1 en caso contrario. El límite de 15 años se ha tomado en concordancia con los indicadores del PNUD para desarrollo humano, y también debido tanto a la asistencia tardía a las escuelas como a temprana incorporación a la fuerza laboral. Años de escolaridad para personas de 24 y más años (ESCOL). Este indicador busca capturar el nivel educativo a través del número de años de instrucción formal de una persona. Para evitar distorsiones al incluir a estudiantes, se ha definido la edad mínima en 24 años, cuando se termina el ciclo educativo para la gran mayoría de la población. Acceso a la instrucción superior para personas de 24 y más años (ACISU). Esta variable dicotómica vale 0 para personas que no han llegado a niveles postsecundarios, y 1 en caso contrario. Busca capturar la proporción de la población con niveles adecuados de calificación frente a las demandas actuales del mercado laboral, que frecuentemente asumen la secundaria como plataforma mínima. Asistencia a niveles primario, secundario y superior (PRIM, SECUN, SUPER). Definidas mediante variables dicotómicas aplicables a los grupos de edad correspondientes a cada nivel (6 a 11 años para primaria, 12 a 17 para secundaria y 18 a 24 para superior o nivel terciario), que valen 1 cuando la persona asiste al nivel correspondiente, y 0 en caso contrario. Sus promedios en agregados sociales expresan tasas netas de asistencia para cada nivel educativo.

Gráfico 1 Densidad del Indice de Vivienda por Area de Residencia

(Todos los países)

Fuente de datos para el análisis: Macro International Inc. (1994, 1995, 1996a, 1996b, 1996c, 1997,1998a,1998b). El Cuadro 2 contiene los indicadores de educación por área de residencia para Perú.

Cuadro 2 Indicadores educacionales por área de residencia: Perú 1996.

Tasas netas de asistencia Acceso

Area Alfabetismo Escolaridad Primaria Secundaria Superior I. Superior

Capital, ciudad grande 96.5 8.7 87.3 67.2 23.3 27.7 Ciudades pequeñas 95.1 8.0 86.4 66.2 28.2 25.1 Pueblos 92.3 7.1 89.7 60.8 25.3 20.1 Campo 80.2 3.7 84.8 33.0 5.4 4.6 Total 91.1 7.0 86.5 54.7 19.2 19.6

Fuente de datos para el análisis: Macro International Inc. (1996b).

Indice de educación. Los indicadores de educación se refieren a personas en grupos específicos de edad. Su comparación con el resto de indicadores requiere transferirlos para los hogares, estableciendo promedios para cada hogar. Dado que un número importante de hogares no tienen niños o jóvenes en edades correspondientes a la educación primaria, secundaria o superior, y por consiguiente carecen de indicadores sobre asistencia en estos niveles, los promedios de ciertos indicadores no pueden obtenerse en numerosos hogares. Se ha explorado tres opciones frente a este problema para establecer un índice adecuado de educación para cada hogar. La primera de ellas consiste en emplear para el índice únicamente los indicadores de analfabetismo, escolaridad y acceso a la instrucción superior, aplicables a los adultos, que se encuentran en casi todos los hogares. Este método es adecuado en términos de su baja distorsión, pero elimina información importante sobre el acceso de niños y jóvenes al sistema educativo. La segunda alternativa consiste en establecer un índice con los seis indicadores, asignando a los hogares con indicadores faltantes (missing) los promedios generales. Este método integra todas las variables en el índice, pero reduce la varianza de los indicadores con casos faltantes. La tercera forma consiste en calcular el índice sobre los promedios de los hogares pertenecientes a cada unidad primaria de muestreo, que agrupan a aproximadamente 100 personas, permitiendo generalmente calcular todas las tasas de asistencia. Este método elimina el problema de los valores faltantes, pero pierde información al asignar a cada hogar el índice promedio de su unidad primaria de muestreo, y puede conducir a la llamada falacia ecológica. Al comparar los tres métodos, se ha seleccionado el segundo, en vista de que su índice mostró asociaciones más elevadas con los restantes índices temáticos. El índice ha sido obtenido a partir de los seis indicadores de educación presentados, en dos etapas. En la primera de ellas se han obtenido para cada hogar los promedios de cada indicador, que equivalen a la proporción de alfabetismo entre las personas de 15 y más años, el promedio de años de escolaridad entre las personas de 24 y más años, la proporción de personas con acceso a la instrucción superior entre aquellas de 24 y más años, y las tasas netas de asistencia en los niveles primario, secundario y superior (cuando se aplican). A partir de estos seis indicadores se ha aplicado el método de los componentes principa les, asignando el promedio de los indicadores en los casos en los que el indicador no se aplica o no tiene información (missing). La fórmula del índice, para el Perú en 1996, es la siguiente: INEDUC* = 0.928 ESCOL* + 0.656 ALFAB* + 0.791 ACISU* + 0.105 PRIM* + 0.382 SECUN* + 0.364 SUPER* Donde los asteriscos (*) indican que las variables han sido estandarizadas. Posteriormente el Indice de Educación ha sido transformado a una escala comprendida entre 0 y 100 puntos, con una media aproximada de 50 y una desviación típica de 15, o valores similares en los países donde estos parámetros no son compatibles con el rango de 0 a 100 puntos. El índice captura el 36.8 % de la varianza total de los indicadores originales en la encuesta peruana de 1996. Los coeficientes bajos de las tasas de asistencia se deben a la elevada proporción de hogares sin información para esas variables, y en el caso de la tasa de asistencia primaria, a sus valores relativamente homogéneos para este país. La fórmula del Indice de Educación para el caso internacional se encuentra en el Cuadro 3 del Capítulo 2.

El Cuadro 3 presenta las medias del índice de educación para el Perú en 1996, según área de residencia, y en el Gráfico 2 se observan las densidades del índice internacional de educación, por área de residencia. Se destaca tanto la brecha rural’urbana, como los picos correspondientes a distintos casos nacionales superpuestos, aunque las diferencias son menores al caso de la vivienda.

Cuadro 3 Indice de Educación según área de residencia: Perú 1996.

Lugar de residencia Media NDesviación típica

Capital, ciudad grande 57.7 13269 13.2Ciudades pequeñas 56.8 2410 13.9Pueblos 52.9 2966 14.5Campo 41.4 9477 12.0Total 51.6 28122 15.0

Fuente de datos para el análisis: Macro International Inc. (1996b). Empleo. Los indicadores y el índice de empleo han sido obtenidos de la sección de la encuesta aplicable a las mujeres en edad fértil, con información sobre estas mujeres y sus parejas. La información obtenida ha sido posteriormente transferida a los hogares, calculando promedios de los casos con información válida. Los indicadores de empleo son los siguientes: Años de escolaridad de la mujer en edad fértil (ESCMUJ). La escolaridad es un indicador ampliamente usado sobre el nivel de calificación de la fuerza de trabajo. Años de escolaridad del marido o compañero de la mujer (ESCPAR). Este indicador es aplicable únicamente para las mujeres emparejadas, a las que se circunscribe el análisis final, por razones que se explican posteriormente.

Gráfico 2

Densidad del Indice de Educación por Area de Residencia (Todos los países)

Fuente de datos para el análisis: Macro International Inc. (1994, 1995, 1996a, 1996b, 1996c, 1997,1998a,1998b). Grupo ocupacional de la mujer (GROCMU). Este indicador ha sido recodificado para transformarlo a una escala ordinal,3 con las siguientes categorías:

Categoría Cuantificación CATPCA (Base Internacional) Perú 1996

No trabaja. -1.209 - 1.000 Hogar o servicio doméstico. 0.631 - 1.000 Trabajadora manual no calificada. 0.631 - 0.306 Trabajador manual calificado. 0.631 - 0.306 Trabajador agrícola por cuenta propia en tierra ajena. 0.631 -0.062 Trabajador agrícola por cuenta propia en tierra propia o familiar. 0.631 - 0.062 Empleado o asalariado agrícola. 0.631 0.062 Trabajador en servicios. 0.735 0.668 Trabajador en ventas. 0.804 0.668 Empleado no profesional. 0.993 0.668 Profesional, técnico o ejecutivo. 1.271 2.777

3 En países con baja inserción femenina en el mercado de trabajo, como Haití, se ha empleado una escala nominal.

Grupo de ocupación del marido o compañero (GROCPA). Este indicador es similar al anterior, y su cuantificación tiene valores comparables. Categoría ocupacional de la mujer (CATOMU). Este indicador, con escala ordinal, recodifica las variables de la encuesta con las siguientes categorías:

Categoría Cuantificación CATPCA (Base Internacional) Perú 1996

No trabaja. -1.205 - 1.143 Trabajadora sin remuneración. 0.600 0.180 Trabajadora por cuenta propia. 0.753 0.180 Empleada o asalariada. 0.903 1.524

Los estudios sobre empleo en América Latina encuentran, entre las categorías “sin remuneración” y “por cuenta propia”, una elevada proporción de subempleo por productividad e informalidad (salvo entre los profesionales independientes). Por el contrario, entre los trabajos asalariados estas características son menos frecuentes (CEPAL, 2001). Tiempo de dedicación laboral de la mujer (TIETMU). Este indicador ordinal ha sido clasificado de la siguiente forma:

Categoría Puntaje asignado por el CATPCA Perú 1996

a) No trabaja. - 1.277 b) Trabajo ocasional. 0.073 c) Trabajo estacional. 0.368 d) Trabajo todo el año. 0.934

Seguridad social de la mujer (SEGSOMU). Esta variable dicotómica captura la pertenencia a las redes de seguridad social, que indiscutiblemente mejoran las condiciones de trabajo y remuneración. En la encuesta del Perú en 1996, únicamente el 20 % de las mujeres tenía seguro social. Desafortunadamente, la pregunta correspondiente se encuentra solo en el caso peruano. Ingresos laborales anuales de la mujer (INGLABMU). Indicador continuo, que no fue empleado para la construcción del índice de empleo debido a su distribución fuertemente segada y a su limitada asociación con las variables restantes. Indice de empleo. El índice de empleo ha sido construido a partir de las variables mencionadas (excepto la última) empleando el análisis categórico de componentes principales. Dado que muchas mujeres no tienen pareja, los indicadores de empleo de su compañero no existen. Para evitar las distorsiones creadas por estos casos, se ha reducido el análisis a las mujeres con pareja. Luego se ha definido el índice de empleo de cada hogar como el promedio de los índices de las mujeres con información válida. Si bien este procedimiento reduce el número de hogares con el índice de empleo, la calidad del mismo en los hogares con información mejora substancialmente. El índice tiene la siguiente fórmula para Perú en 1996: IEMPL* = 0.67 ESCPAR* + 0.688 ESCMUJ* +0.63 GROCPA* + 0.821 GROCMU* + 0.705 CATOMU* + 0.632 TIETMU* + 0.6 SEGSOMU*

Donde los asteriscos (*) indican que las variables originales han sido transformadas a sus equivalentes cuantitativos optimizados y estandarizados, y que las variables cuantitativas han sido discretizadas. En este caso los coeficientes de los indicadores son elevados y todos tienen el signo esperado. El índice captura el 46 % de la varianza de los siete indicadores originales. Como en los casos anteriores, el índice ha sido posteriormente transformado a una escala entre 0 y 100 puntos, con media de 50 y desviación típica de 15. El Cuadro 4 presenta su distribución por área de residencia.La fórmula y características del Indice de Empleo Internacional se encuentran en el Cuadro 3 del Capítulo 2.

Cuadro 4 Indice de Empleo según área de residencia: Perú 1996.

Lugar de residencia Media NDesviación típica

Capital, ciudad grande 54.9 8778 15.0Ciudades pequeñas 54.4 1615 15.7Pueblos 51.9 1872 15.9Campo 42.9 5692 11.2Total 50.8 17957 15.1

Fuente: Encuesta DHS, Perú 1996. El Gráfico 3 contiene la densidad del Indice Internacional de Empleo por área de residencia. Se destaca fuertemente el carácter bimodal de las curvas, que refleja principalmente las diferencias en la participación femenina en la fuerza de trabajo. Mientras los hogares con predominio de mujeres en tareas domésticas tradicionales se agrupan en la primera curva, con bajos índices de empleo, mientras la segunda curva aglutina a las mujeres integradas al mercado de trabajo. Se observa la mayor participación femenina en el mercado laboral urbano. Contexto social. Algunos factores de contexto, que influyen tanto sobre los niveles de vida como en las condiciones de salud, han sido incluidos en el cuestionario DHS. Entre ellos, se destacan las migraciones internas, la exposición a los medios masivos de comunicación, la etnicidad (o su proxy referida al idioma hablado), y el contexto geográfico (área de residencia y región). Para algunos de estos factores se han sistematizado indicadores que se detallan a continuación. Migraciones internas. La encuesta incluye preguntas a las mujeres en edad fértil sobre el lugar de residencia en su infancia, y el lugar de residencia anterior, distinguiendo principalmente cinco categorías: extranjero, gran ciudad, pequeña ciudad, pueblo y campo.

Gráfico 3

Fuente de datos para el análisis: Macro International Inc. (1994, 1995, 1996a, 1996b, 1996c, 1997,1998a,1998b).

Tradicionalmente, los flujos migratorios internos de mayor importancia en América Latina van del campo a las ciudades grandes. Para detectarlos se han creado dos variables ordinales sobre el lugar de residencia en la infancia y en el presente, con las siguientes categorías:

1. Campo. 2. Pueblo. 3. Pequeña ciudad. 4. Gran ciudad. 5. Extranjero (solo para el lugar de residencia en la infancia).

Comparando las dos variables anteriores, se han elaborado dos indicadores de migración. El primero (INDMIGR2), con escala cualitativa ordinal, tiene las siguientes categorías:

1. Migración desde el extranjero o centros mayores hacia el campo o centros menores. 2. Ningún cambio detectado en la categoría de residencia. 3. Migración de ciudad pequeña a ciudad grande. 4. Migración de pueblo a ciudad pequeña. 5. Migración de pueblo a ciudad grande. 6. Migración del campo a pueblo. 7. Migración del campo a ciudad pequeña. 8. Migración del campo a ciudad grande.

El segundo indicador, con escala cuantitativa, se ha determinado simplemente restando la variables ordinales “lugar de residencia en la infancia” de la variable “lugar de residencia actual”.

INDMIGR1 = LUGRESAC – LUGRESIN Este indicador asigna valores positivos a la migración desde el campo o centros pequeños hacia centros de mayor población (flujo dominante), y valores negativos a la migración inversa. Si no hay cambio en el área de residencia se asigna un valor igual a cero. Los dos indicadores de migración pueden ser empleados con fines distintos o complementarios. El Cuadro 5 presenta la distribución del indicador cualitativo para Perú en 1996. Exposición a medios de comunicación. La encuesta DHS tiene tres preguntas sobre exposición a medios masivos de comunicación, dirigidas a las mujeres en edad fértil. Estas indagan si la mujer lee los diarios al menos una vez a la semana, si ve televisión al menos semanalmente, y si escucha el radio cada día. Para cada pregunta existe una variable dicotómica, que asigna 1 a las respuestas positivas y 0 a las negativas. El índice de exposición a los medios de comunicación de masa es simplemente la suma de estas tres variables, y toma valores enteros comprendidos entre 0 y 3. Su distribución muestra una elevada exposición a los medios, con un promedio de 2.2 puntos.

Cuadro 5 Distribución del indicador cualitativo de migración: Perú 1996

Tipo de Migración Frecuencia Relativa (%)

Hacia el campo o centros menores 16.3 No migración detectada 54.6 De ciudad pequeña a ciudad grande 10.8 De pueblo a ciudad pequeña 1.7 De pueblo a ciudad grande 9.2 Del campo a pueblo 1.9 Del campo a ciudad pequeña 1.1 Del campo a ciudad grande 4.4 Total 100

Fuente de datos para el análisis: Macro International Inc. (1996b). Etnicidad. Existen preguntas específicas sobre etnicidad o idioma hablado, que desafortunadamente se ha aplicado únicamente en Perú, Bolivia, Brasil y Guatemala. Unicamente en Guatemala y Brasil existe una pregunta directa sobre auto identificación étnica, mientras en Guatemala, Perú y Bolivia, la etnicidad puede inferirse, pare el caso de las mujeres indígenas, por el lenguaje hablado. Unicamente la encuesta de Guatemala tiene varias preguntas sobre etnicidad, incluyendo auto identificación, lenguaje hablado en el hogar y lenguaje de la entrevista. Los criterios de lenguaje hablado y auto identificación se corresponden en el 91 % de los casos, y el criterio de auto identificación define un mayor porcentaje de población indígena que el del idioma. Por razones de comparabilidad, se ha utilizado el lenguaje hablado para identificar a la población indígena en Guatemala.

En los casos de Perú, Bolivia y Guatemala, se ha empleado la pregunta sobre el lenguaje hablado aplicada a las mujeres en edad fértil. Si éste corresponde a una lengua nativa, se puede definir a la mujer como indígena. En Perú, esta situación correspondió al 8.7 % de las mujeres en la encuesta. La variable ha sido transferida al archivo de hogares con su promedio. Se encuentran muy pocas situaciones de hogares mixtos, donde solamente algunas mujeres hablan una lengua nativa. En el caso de Brasil, existe solamente una pregunta sobre etnicidad, que distingue únicamente los grupos blanco, mestizo, negro, indígena y asiático. Unicamente el 4.7 % de las mujeres se auto identifican como negra, y el 0.1 como indígenas. Desafortunadamente no se diferencian entre los mestizos a los “morenos” y “mulatos”, que de acuerdo a varios estudios en el Brasil, son también discriminados. Para identificar a los grupos indígenas y afro-americanos en el Brasil en base a la información disponible, se ha elaborado una variable ficticia (dummy) que los diferencia del resto de grupos. Otros indicadores. Se han conservado las variables fundamentales sobre áreas geográficas de residencia, como lugar de residencia, región, y estado o provincia, etc. Aunque en algunos países con un alto número de regiones, se las ha aglutinado de acuerdo a su similitud. Las mismas permiten el análisis de las desigualdades regionales, frecuentemente altas en el contexto latinoamericano. Salud materno-infantil. El tema de salud materna, reproductiva e infantil absorbe la mayor parte del cuestionario DHS, y conforma el núcleo de esta encuesta especializada. Se han elaborado numerosos indicadores que corresponden temáticamente a tres áreas diferentes que se describen a continuación. Conocimiento sobre salud materno-infantil. Se refiere al dominio sobre temas básicos de salud entre las mujeres en edad fértil. Los contenidos se relacionan con fertilidad, métodos anticonceptivos y enfermedades infantiles como diarreas y su tratamiento. Acceso a instituciones y servicios de salud materno-infantil. Se relaciona con la recepción, por parte de las mujeres en edad fértil, de servicios de salud pública. Cubre temas como planificación familiar, uso de anticonceptivos, vacunas para los niños y la madre, atención al embarazo y parto, y tratamiento de enfermedades en los niños. Resultados en salud materno-infantil. Corresponden a las condiciones objetivas de salud alcanzadas por las mujeres en edad fértil y sus hijos. Se cubren temas como la fertilidad, desnutrición y morbilidad infantiles, lactancia materna, mortalidad y morbilidad de menores de cinco años. Conocimiento sobre salud materno-infantil. Conocimiento de fecundidad en el ciclo menstrual (CIMENS). Este indicador se basa en la pregunta sobre la ubicación del período fértil de la mujer en el ciclo menstrual. Se ha creado una variable dicotómica con el valor de 1 si la respuesta es correcta, y 0 en el caso contrario. En el caso del Perú en 1996, solamente el 37 % de las mujeres respondió correctamente a la pregunta.

Conocimiento de métodos anticonceptivos (METANT). La encuesta incluye preguntas individuales sobre el conocimiento de 11 métodos anticonceptivos o sus variantes, con tres respuestas: respuesta espontánea afirmativa, respuesta afirmativa con reiteración de la pregunta, y respuesta negativa. Se ha definido un índice de conocimiento de métodos anticonceptivos asignando a cada respuesta 0 puntos en caso de no conocimiento, 0.5 puntos si hay respuesta afirmativa con reiteración de la pregunta, y 1 punto si hay una respuesta afirmativa espontánea. El índice se calcula mediante el promedio simple de las 11 respuestas, y se sitúa en una escala numérica entre 0 y 1. En el caso del Perú, el índice promedio alcanzó a 0.51. Conocimiento de la re lación entre lactancia materna y riesgo de embarazo (EMBLACT). El indicador se basa en la pregunta sobre el conocimiento de la reducción del riesgo de embarazo durante el período de lactancia materna. Se ha creado una variable dicotómica, que asigna 1 a la respuesta correcta y 0 a las respuestas restantes. En el caso del Perú, las respuestas correctas alcanzaron al 27 %. Conocimiento de cuidados en suministro de alimentos y bebidas a niños con diarrea. La encuesta contiene dos preguntas a las madres sobre la administración de líquidos y alimentos a los niños con diarrea. Se ha construido un indicador que cuenta el número de respuestas correctas, que varía entre 0 y 2. Este indicador tiene un problema de cobertura, ya que en el caso del Perú en 1996 solamente el 10 % de las mujeres presentaron respuestas válidas. Por esta razón el indicador ha sido excluido del análisis de componentes principales y del índice de salud. En el caso peruano, predomina un conocimiento intermedio sobre el tema (1 punto). Indice de conocimiento en salud. Todos los índices de salud han sido estimados para las mujeres en edad fértil, que tienen el cuestionario más extenso sobre el tema. Entre ellas, se ha seleccionado el grupo de mujeres con al menos un hijo menor de cinco años, porque numerosas preguntas de salud se refieren a los niños, y no se aplican para mujeres sin hijos. Posteriormente, los índices obtenidos han sido promediados para cada hogar, para analizarlos conjuntamente con las restantes dimensiones del estudio. En este índice, las variables que intervienen (los tres primeros indicadores) son aplicables para todas las mujeres, y el índice presenta una estructura similar si se procesa para todos los casos o únicamente para el grupo seleccionado. El índice se obtiene a partir de tres componentes: el conocimiento del ciclo menstrual y la fertilidad, de métodos anticonceptivos, y de la relación entre lactancia materna y fertilidad. Las variables dicotómicas se han introducido con escala ordinal, y la tercera como numérica. Su fórmula para el Perú es la siguiente: ICONSAL* = 0.775 CICMENS* + 0.343 EMBLACT* + 0.84 METANT* El índice explica el 46 % de la varianza de los tres indicadores originales. Como en los casos anteriores, éste ha sido transformado a una escala entre 0 y 100 puntos. El Indice internacional se analiza en el Capítulo 2. Acceso a servicios de salud materno-infantil. Visita a un centro de salud durante el último año (VISMED). Variable dicotómica que vale 1 si la mujer ha visitado al menos una vez un centro de salud durante el último año, y 0 en caso contrario.

Visita de trabajador de planificación familiar durante el último año (VISPLFAM). Variable dicotómica que vale 1 si la mujer ha recibido al menos una vez una visita de un trabajador de planificación familiar durante el último año, y 0 en caso contrario. Uso actual o previo de métodos anticonceptivos por la mujer (ACONC). Partiendo de la combinación de varias preguntas se definió un indicador ordinal sobre uso de anticonceptivos por las mujeres, con las siguientes categorías: 0 "Nunca usó y no usa" 1 "Usó método no moderno y no usa" 2 "Usó método moderno y no usa" 3 "Usa método no moderno" 4 "Usa método moderno". Vacuna Antitetánica en el último embarazo (TETAN). Esta variable dicotómica vale 1 si la mujer recibió la vacuna antitetánica antes del nacimiento de su último hijo, y 0 en caso contrario. Indice del número, oportunidad y calidad de visitas prenatales en último hijo (PRENAT). Este índice pretende capturar tanto el número de visitas prenatales de la mujer en el caso de su último hijo, como su oportunidad y la clase de atención recibida. Su fórmula es: VISPRENAT = n. f. g Donde n representa el número de visitas prenatales para control de salud; f es un factor de corrección por el tipo de atención recibida, que asigna un valor de 1 a un médico, 0.7 si la responsable de la atención fue una enfermera, sin la presencia de un médico, 0.4 si la atención estuvo a cargo de otro personal de salud, sin médico ni enfermera, y 0.2 si la atención estuvo a cargo de una partera tradicional, sin médico, enfermera, ni otro auxiliar de salud; y g es un segundo factor de corrección por la oportunidad de la primera visita, que recibe un valor de 1 si ésta se produjo durante los tres primeros meses del embarazo, 0.85 si la primera visita se produjo entre el cuarto y el séptimo mes, y 0.75 si ésta se dio en el octavo o noveno mes. Estos Coeficientes han sido establecidos en forma relativamente discrecional, y podrían explorarse los efectos de otras alternativas. Lugar de atención del último parto (LUGPAR). Se ha creado una variable ordinal, reagrupando las categorías del lugar de atención al último parto, de la siguiente forma: 10. Otro centro médico privado. 9. Clínica u hospital privado 8. Hospital gubernamental 7. Centro de salud gubernamental. 6. Posta de salud gubernamental. 5. Otro centro público. 4. Casa de partera tradicional. 3. Hogar de la mujer. 2. Otro hogar. 1. Otro lugar.

Lugar de atención del penúltimo parto y antepenúltimo partos. Se ha replicado el indicador anterior, con el propósito de detectar cambios a lo largo del tiempo en la prestación de servicios a las madres. Tipo de atención al último parto (ATEPAR). Esta variable ha sido recodificada a una escala ordinal con las siguientes categorías:

1. Médico. 2. Enfermera u obstetriz. 3. Otro trabajador de salud. 4. Partera tradicional. 5. Pariente, amigo u otra persona. 6. Nadie.

Tipo de atención del penúltimo parto y antepenúltimo partos. Se ha replicado el indicador anterior, como en el lugar de atención al parto. Vacunas del último hijo de más de un año. Se han construido variables dicotómicas sobre las vacunas BCG, Polio 0, 1, 2 y 3, DPT 1, 2, y 3, y la del sarampión. Se ha seleccionado la edad de un año para evitar registrar como no proporcionadas las vacunas que todavía no deben aplicarse. Proporción de vacunas recibidas sobre el total, para el último hijo de más de un año (VACUN). Este indicador numérico se calcula dividiendo la suma de las vacunas recibidas para el total (9). Morbilidad: tratamiento de diarrea del último hijo en las últimas dos semanas. Este indicador ordinal captura el tratamiento de la diarrea. Sus categorías son:

1. No tratamiento. 2. Amigos, parientes, otros. 3. Sistema comunitario formal. 4. Centro de salud pública. 5. Sistema privado.

En este caso existen pocas respuestas válidas, y el indicador no se ha incluido en el índice de acceso a servicios de salud. Morbilidad: administración de suero oral para la diarrea durante las últimas dos semanas. Este indicador dicotómico va le 1 si la madre ha administrado suero oral en caso de diarrea, y 0 si no lo ha hecho. En el caso del Perú, se encuentran pocas respuestas válidas a esta pregunta. Morbilidad: tratamiento de IRA o fiebre del último hijo en las últimas dos semanas. Este indicador ordinal captura el tratamiento de la fiebre o IRA. Sus categorías son:

1. No tratamiento. 2. Amigos, parientes, otros. 3. Sistema comunitario formal. 4. Centro de salud pública. 5. Sistema privado.

Tampoco en este caso existe un número adecuado de respuestas válidas. Indice de acceso a servicios de salud materno-infantil. Este índice ha sido estimado mediante el análisis categórico de componentes principales, a partir de los siguientes indicadores:

• Visita a un centro de salud el último año. • Visita de un trabajador de planificación familiar el último año. • Vacuna antitetánica en el último embarazo concluido. • Uso actual o previo de anticonceptivos. • Indice de número, calidad y oportunidad de visitas prenatales. • Lugar de atención del último parto. • Tipo de atención del último parto. • Proporción de vacunas recibidas por el último hijo mayor a un año.

El índice ha sido obtenido por la siguiente fórmula en el caso peruano: ISERSAL* = 0.388 VISMED* – 0.02 VISPLFAM* + 0.539 ACONC* + 0.463 TETAN* + 0.791 PRENAT* + 0.845 LUGPAR* – 0.877 ATEPAR* + 0.426 VACUN* En este caso particular, la variable VISPLFAM, “visitas de un trabajador de planificación familiar”, aparece con un coeficiente cercano a 0 y con el signo invertido. Estos resultados muestran que esta variable carece de asociación con el conjunto de los indicadores restantes, y podría eliminarse del análisis, ya que su comportamiento es similar en otros países. En el Indice Internacional se ha eliminado la variable, y su formula se encuentra en el capítulo metodológico. El índice captura el 35 % de la varianza total de los 8 indicadores originales. Como en los restantes casos, éste ha sido transformado a una escala entre 0 y 100 puntos. Resultados en salud materno-infantil. Indicador de fecundidad, controlado por la edad: residuo de la función nacional de regresión. El tema de la fecundidad es central en las encuestas DHS. Para grandes agregados sociales, se pueden calcular tasas de fecundidad por edad y tasas globales de fecundidad, pero estos indicadores no son aplicables para mujeres individuales ni para hogares. La fecundidad individual de una mujer puede determinarse aproximadamente por dos variables: el número de hijos nacidos vivos y su edad. El objetivo de la construcción de un indicador individual de fertilidad es controlar el número de hijos por la edad. Para hacerlo se ha estimado una función de regresión no lineal del número de hijos nacidos vivos respecto a la edad. En este caso, se ha seleccionado una función cúbica, cuya forma se puede observar en el Gráfico 44. La curva de regresión marca el límite entre las mujeres con fecundidad mayor a la media para su edad, con residuos positivos, y las que tienen menor fecundidad, cuyos residuos son negativos. El residuo tampoco es una medida objetiva de la fecundidad relativa a la tendencia nacional para cada edad, en vista de que su distribución presenta una pronunciada heteroscedasticidad

4 La función de regresión se ha sujetado a la restricción de que sus valores sean no negativos. En el caso de las mujeres de 15 años, cuyo valor de regresión es negativo, se lo ha reemplazado por 0.

(dispersión creciente de los datos con la edad). Para estandarizar los residuos de acuerdo a una desviación estándar propia de cada edad se ha calculado una nueva regresión cuadrática de las desviaciones estándar de cada edad en función de la edad. Finalmente se ha estandarizado el residuo de cada mujer, dividiéndolo para la desviación estándar predicha por el modelo cuadrático. En síntesis, el indicador relativo de fecundidad tiene la siguiente fórmula:

FERT = (HIJOS – PREDHIJOS(EDAD)) / PREDDESVIAC(EDAD)

Donde FERT es el residuo, HIJOS el número de hijos nacidos vivos, PREDIJOS(EDAD) el valor esperado de hijos como función cúbica no negativa de la edad, y PREDDESVIAC(EDAD) el valor predicho de la desviación estándar de los datos como función parabólica de la edad. Indicadores antopométricos de desnutrición infantil (puntajes z de talla para edad, peso para edad, y peso para talla; porcentajes de desnutrición crónica, global y aguda). A partir de las medidas del peso, la talla y la edad de niños menores a 5 años, se han determinado los indicadores antropométricos convencionales para el estudio de la desnutrición infantil, y para cada niño se han determinado los puntajes z mencionados, empleando el programa ANTHRO.5 A partir de estos datos puede estimarse los porcentajes de desnutrición crónica, global y aguda para los agregados sociales y geográficos que permita el diseño muestral. Control de puntaje z de talla para la edad respecto a la edad: residuos (RDESN). Es conocido que los indicadores de desnutrición infantil tienen a aumentar entre los 0 y 24 meses aproximadamente, estabilizándose después hasta los 60 meses. Los promedios de puntajes z de talla para la edad (HAZ), que permiten medir la desnutrición crónica, siguen una curva descendente hasta aproximadamente los 24 meses, como lo muestra el Gráfico 5. En consecuencia, el puntaje HAZ de un niño individual no es un indicador absoluto de su estado de nutrición relativo al contexto nacional si no está controlado por su edad. Se ha establecido un indicador individual de la situación relativa de un niño en relación a la tendencia nacional, controlado por su edad, como el residuo del puntaje HAZ respecto a la regresión que marca las medias para cada mes de edad. Esta regresión ha asido estimada en este caso por el procedimiento de suavizado LOWESS (locally weighted scatterplot smoothing), y los residuos han sido tomados sin corrección por heteroscedasticidad, debido a que en este caso la dispersión no presentó un cambio significativo con la edad de los niños. Meses de lactancia materna del último hijo destetado. Este indicador mide la duración de la última lactancia materna concluida, en meses. Proporción de hijos muertos (PNINMUE). Este indicador es la proporción de niños muertos sobre el total de nacidos vivos, para cada mujer en edad fértil con hijos. Aunque este valor es una aproximación cruda a la mortalidad infantil, ya que ignora las edades de los niños muertos y presenta otras limitaciones, tiene la ventaja de ser aplicable para cada hogar o cada mujer, mientras que los indicadores convencionales sobre mortalidad infantil, definidos como probabilidades, solamente pueden imputarse a agregados sociales grandes.

5 El Programa Anthro, (versión 1.02, junio de 1999) ha sido desarrollado por Kevin M. Sullivan y Jonathan Gorstein, para el Centro Nacional para la Prevención de las Enfermedades Crónicas y la Promoción de la Salud de EE. UU, y el Departamento de Nutrición para la Salud y el Desarrollo de la Organización Mundial de la Salud.

Gráfico 4 Regresión cúbica del número de hijos respecto a la edad: Perú 1996

Fuente de datos para el análisis: Macro International Inc. (1996b). Indicador ordinal del peso al nacer del último hijo (PNACER). Este indicador captura la apreciación de la madre sobre el peso al nacer de su último hijo, en las siguientes categorías:

1. Muy grande. 2. Mayor que el promedio. 3. Normal o similar al promedio. 4. Menor al promedio. 5. Muy pequeño.

Se utiliza esta escala en vista de que pocas madres conocen el peso de sus niños en kilos, debido a la baja cobertura de la atención formal al parto en establecimientos de salud pública. Peso al nacer del último hijo (kilos). Este indicador cuantitativo es superior al anterior, pero tiene una baja cobertura en sus respuestas, ya que un alto porcentaje de los partos se produce fuera de los centros formales de salud pública. Morbilidad: diarrea del último hijo durante las últimas dos semanas (DIARREA). Este indicador dicotómico captura la prevalencia reciente de diarreas.

Fecundidad Perú 1996

-1.00

0.00

1.00

2.00

3.00

4.00

5.00

6.00

0.00 10.00 20.00 30.00 40.00 50.00 60.00

Edad

Hij

os Media

Regresión cúbica

Morbilidad: prevalencia e intensidad de diarrea del último hijo durante las últimas dos semanas (DIAINT). Esta variable ordinal incluye información sobre la intensidad de la diarrea, calificada como severa si la madre reporta síntomas de disentería. Sus categorías son:

2. No tuvo diarrea. 3. Tuvo diarrea moderada. 4. Tuvo diarrea severa.

Morbilidad: fiebre del último hijo durante las últimas dos semanas (FIEBRE). Indicador dicotómico de la prevalencia de fiebre. Morbilidad: IRA del último hijo durante las últimas dos semanas (IRA). Indicador dicotómico de la prevalencia de infecciones respiratorias agudas. Morbilidad: prevalencia conjunta de diarrea, IRA o fiebre durante las últimas dos semanas (MORBNIN). Este indicador numérico (entero) se forma sumando las variables dummy de la diarrea, IRA y fiebre, y su dominio fluctúa entre 0 y 3 puntos. Nivel de hemoglobina de la mujer. Este indicador permite estimar la prevalencia de la anemia, corrigiendo por el efecto de la altura. Su empleo en este estudio es limitado debido a que las pruebas químicas de la hemoglobina se realizan en una submuestra pequeña, que en el caso peruano, cubre aproximadamente el 10 % de la muestra total. Nivel de hemoglobina del último hijo. Es un indicador semejante al anterior. Altitud sobre el nivel del mar para corregir anemia. Es un indicador complementario para la determinación de la anemia a partir de los niveles de hemoglobina. BMI (Body Mass Index) para mujeres no embarazadas (BMI). Indicador numérico sobre la relación talla – peso de personas adultas. Se estima dividiendo el peso para el cuadrado de la talla, y permite detectar situaciones de bajo peso y obesidad. Este indicador ha sido además utilizado en recientes estudios sobre la relación de los datos antropométricos de los adultos con el desarrollo socio-económico en el largo plazo. Indice de resultados de salud. Ha sido obtenido, como en los casos anteriores, aplicando el análisis categórico de componentes principales. Sus componentes son:

1. Residuo de la fertilidad. 2. Residuo de la desnutrición infantil. 3. Meses de lactancia materna. 4. Intensidad y prevalencia de diarrea. 5. Peso al nacer del último niño (estimación cualitativa). 6. Proporción de niños muertos en total de nacidos vivos. 7. Morbilidad a diarrea, fiebre e IRA en las últimas dos semanas. 8. BMI de la mujer.

Gráfico 5 Promedios del puntaje z de talla para la edad según edad en meses:

Perú 1996

Fuente de datos para el análisis: Macro International Inc. (1996b). La fórmula del índice para Perú en 1996 es:

IRESSAL* = - 0.702 FERT* + 0.614 RDESN* – 0.183 MELACTMA* – 0.602 DIAINT* –0.296

PNACER* – 0.509 PNINMUE* – 0.575 MORBNIN* + 0.256 BMI*

El índice captura el 23.7 % de la varianza total de los 8 indicadores originales. Los coeficientes de las variables son adecuados, con excepción del indicador “meses de lactancia materna”, que presenta el signo invertido y un valor relativamente bajo. Esta aparente paradoja se origina en la conocida asociación entre lactancia materna y formas sociales y culturales de vida tradicionales, frecuentemente vinculadas con pobreza, particularmente en el sector rural. Es plausible eliminar este indicador del índice, pero se lo ha mantenido para incluir más información, solamente en los casos nacionales. En el Indice Internacional, el indicador ha sido eliminado (Capitulo 1, Cuadro 3). El índice ha sido modificado, como los anteriores, a una escala entre 0 y 100 puntos. Indice Global de Salud. Este índice sintetiza 22 indicadores de salud, en su mayoría previamente incluidos en los indicadores parciales. Ha sido también obtenido empleando el análisis categórico de componentes principales. Su fórmula para Perú es la siguiente:

Medias haz por edad Perú 96

-1.8000

-1.6000

-1.4000

-1.2000

-1.0000

-0.8000

-0.6000

-0.4000

-0.2000

0.00000 10 20 30 40 50 60 70

Edad meses

HA

Z Mean

lowess

ISAL* = 0.359 CIMENS* + 0.275 VISMED* – 0.045 VISPLFAM* * + 0.153 EMBLAC * + 0.308 TETAN* – 0.398 DIARREA* – 0.345 FIEBRE* – 0.215 IRA* – 0.401 DIAINT* + 0.485 ACONC* + 0.687 METANT * - 0.195 MELACTMA* + 0.725 PRENAT* + 0.728 LUGPAR* - 0.576 FERT* - 0.326 PNINMUE * - 0.793 ATEPAR* - 0.214 PNACER* + 0.342 VACUN* + 0.23 BMI* – 0.437 MORBNIN * + 0.502 RDESN*

El índice explica el 18.9 % de la varianza total de sus 22 componentes, y ha sido transformado a una escala entre 0 y 100 puntos. El Indice Internacional de salud es similar, pero se han eliminado las variables DIARREA, FIEBRE e IRA, debido a su multicolinealidad con MORBNIN, y también los indicadores de visitas de planificación familiar y meses de lactancia materna, por los motivos explicados. Indice General de Nivel de Vida (excepto salud). Este índice a sintetiza los índices de vivienda, educación y empleo de los hogares, para reflejar, desde una perspectiva más amplia, los niveles de vida. El índice será analizado conjuntamente con el índice global de salud para estudiar la relación entre salud e desigualdad en cada encuesta. El índice ha sido calculado empleando el método de los componentes principales a partir de los tres índices parciales mencionados. Su representatividad es alta, ya que captura el 72 % de la varianza total de los tres índices que lo componen. Su fórmula es: INIVID* = 0.881 INEDUC* + 0.833 IVIV* + 0.834 IEMPL* El Gráfico 6 presenta las densidades de los índices de nivel de vida y salud materno-infantil, según área de residencia. El Indice de Nivel de Vida presenta una distribución relativamente próxima a la normal, con un pequeño sesgo hacia la izquierda en el área rural. Esta distribución es diferente a las del consumo y del ingreso, que presentan un definido sesgo hacia la izquierda, similar a las distribuciones Chi cuadrado. La diferencia se debe, posiblemente, a que el Indice es sensible a cambios en la satisfacción de las necesidades básicas de vivienda, educación y empleo, y menos sensible a incrementos de ingreso o consumo entre los estratos altos. La correlación lineal entre las medianas del Indice y los ingresos por habitante (PPA) es adecuada (0.76) pero no alta, sugiriendo que el índice mide acceso a satisfactores básicos, y no debe interpretarse como un proxy del ingreso o del consumo por persona. Los tres índices de salud presentan sesgos hacia la derecha, sobre todo en el área urbana. Este efecto tiene al parecer dos explicaciones principales. En primer lugar se debe al peso relativo del Brasil, que representa el 62 % de la población de los 8 países. La distribución social del sistema de salud pública del Brasil es marcadamente superior a la mayoría de los otros países estudiados. En segundo lugar, se observa una amplia distribución social de algunos servicios básicos de salud, como las vacunas, en casi todos los países estudiados, que ha mejorado significativamente el acceso a los servicios de salud entre los pobres, aunque su efecto en los resultados de salud sea menos evidente. Las distribuciones de los casos nacionales no siempre siguen los patrones definidos en el caso internacional. La distribución del índice de salud en las áreas rurales de Perú, Bolivia, Guatemala y Haití, por ejemplo, tiene un sesgo pronunciado hacia la izquierda, evidenciando un alto grado de desigualdad. En el Capítulo 3 se realiza un estudio detallado del tema, con el empleo de coeficiente de Gini e Indices de Concentración por países.

Gráfico 6 Funciones de densidad de los Indices De Nivel de Vida y Salud por Area de Residencia (Todos los países)

Fuente de datos para el análisis: Macro International Inc. (1994, 1995, 1996a, 1996b, 1996c, 1997,1998a,1998b).

Unidades de registro y unidades de análisis. La DHS es una encuesta de hogares, aplicada principalmente a mujeres en edad fértil y sus hijos, que incluye cuatro tipos de variables:

• Variables referidas al hogar, la vivienda o la familia, como características de la vivienda, tipo de familia, etc.

• Variables individuales de cada miembro de la familia, como edad, sexo, instrucción, etc.

• Variables aplicables solamente a las mujeres en edad fértil, como conocimiento y uso de

anticonceptivos, número de hijos, etc.

• Variables características de los niños, en particular los menores de 5 años, como sus medidas antropométricas, morbilidad y vacunas recibidas.

Se han elaborado indicadores correspondientes a estos cuatro niveles, de acuerdo a su aplicabilidad. Para el análisis, se ha optado por seleccionar el hogar como unidad comparable y sociológicamente estructurada. Los indicadores obtenidos a nivel individual para los miembros de la familia, las mujeres en edad fértil o sus hijos, han sido calculados para los hogares como promedios de los casos aplicables. Los valores faltantes (missing values). La mayor parte de las preguntas del cuestionario de salud se aplican a mujeres en edad fértil que hayan tenido al menos un hijo, o a niños menores de 5 años. En consecuencia, un número alto de preguntas no se aplica para mujeres sin hijos. Por esta razón, y después de realizar varias pruebas sobre métodos alternativos de tratamiento de hogares sin mujeres en edad fértil con al menos un hijo, se ha optado por restringir el análisis a los hogares que incluyan al menos una mujer en edad fértil con uno o más hijos menores de 5 años, evitando la construcción de índices con muchas variables incompletas o vacías, en hogares con información insuficiente o con una estructura en la que la mayor parte del cuestionario DHS no se aplica.