CENTRO LATINOAMERICANO DE DEMOGRAFIA

NOTAS D E POBLACION

AÑO VI, N® 16

SAN JOSE, COSTA RICA

ABRIL, 1978

CENTRO LATINOAMERICANO DE DEMOGRAFIA
Director; Juan Carlos Elizaga

La revista Notas de Población es una publicación del Centro Latinoame­
ricano de Demografía (CELADE), cuyo propósito principal es la difu­
sión de investigaciones y estudios de población sobre América Latina,
aun cuando recibe con particular interés artículos de especialistas de
fuera de la región y, en algunos casos, contribuciones que se refieren a
otras regiones del mundo. Se publica tres veces al año (abril, agosto y
diciembre), con una orientación interdisciplinaria, por lo que acoge tan­
to artículos sobre demografía propiamente tal, como otros que aborden
las relaciones entre los fenómenos demográficos y los fenómenos econó­
micos, sociales y biológicos.
Editor:
Valdecir Lopes
Comité Editorial:
Albino Bocaz
Zulma Camisa
Arthur Conning
Juan Carlos Elizaga
Ricardo Jordán
Carmen Miró
Jorge Somoza
Secretaría:
Sylvia Kracht
Enrique Pemjean
Redacción y Administración:
Apartado 5249
San José - Costa Rica
Precio del ejemplar: US$ 4.
Suscripción anual: US$ 10.

SUMARIO

Proyecciones demográficas preparadas por el CELADE, Jorge L. Somoza

9

Mortalidad en los primeros años de vida en la Améri­
ca Latina, Hugo Behm y Domingo Primante

23

La fecundidad de las mujeres migrantes y nativas de
Asunción en relación con las oportunidades de traba­
jo, JohannaNoordam

45

Distribución de la población en las principales ciuda­
des latinoamericanas en los años 1950,1960 y 1970:
una aplicación de la regla del rango-tamaño, Jorge
Kamps, con un comentario de Miguel Villa.

71

INDICE DE ARTICULOS PUBLICADOS EN NOTAS
DE POBLACION (NUMEROS 1 Al 15)

83

ACTUALIDADES

101

INVESTIGACIONES EN EJECUCION

107

PUBLICACIONES

117

Las opiniones y datos que flguran en este volu­
men son fesponsabilidad de los autores, sin
que el Centro Latinoamericano de Demografía
(CELADE) sea necesariamente partícipe de ellos.

PROYECCIONES DEMOGRAFICAS PREPARADAS
POR EL CELADE*
Jorge L. Somoza
(CELADE)
DEMOGRAPHIC PROJECTIONS FOR LATIN AMERICAN
COUNTRIES PREPARED BY CELADE
SUMMARY

The paper presents a concise description of the way demographic
estimates and population projections are worked out by CELADE
in what might be regarded as a typical situation in Latin America.
This is characterized by the lack of reliable registration of births,
deaths and intemationaJ migrations and by the availability of census
or demographic survey information.
Two parts are examined separately, one describing briefly how
current demographic estimates are derived, the other dealing with
the formulation of hypotheses on future trends of fertility, mortali­
ty and international migration.
The former considers succesively the procedures used to estimate
the current level of each of the above mentioned demographic varia­
bles, suggesting what questions should be included in the schedules
of the population censuses to be taken starting in 1980 in order to
improve the present knowledge of the population of Latin American
countries. The latter is divided in two parts dealing with the adop­
tion of projected ^obal levels of demographic variables, and with
the procedures utilized for projecting these variables.

Este documento, en su versión inglesa, fue presentado originalmente a la
reunión del grupo Ad-hoc de expertos en proyecciones demográficas (Na­
ciones Unidas, Nueva York, noviembre, 1977)

I.- Introducción
El CELADE es responsable de la preparación de las proyecciones
de población de 20 países latinoamericanos. Es ésta una tarea variada
ya que por una parte, existen grandes diferencias en cuanto a la calidad
y la disportíbilidad de información demográfica básica en los países y,
por la otra, porque se procura trabajar, en la medida de lo posible, con
demógrafos nacionales, lo que significa que deben tomarse en cuenta
sus opiniones, que difieren de país en país, en la estimación de la situa­
ción demográfica actual, en el ajuste de los datos básicos y en la formu­
lación de Üpótesis sobre la evolución futura de las variables demográfi­
cas.
Pese a lo anterior, se hace a continuación una descripción somera
de la forma en que se estima la situación demográfica y se elaboran pro­
yecciones de lo que podría considerarse un caso típico, representativo
de la mayoría de los países de la región en lo que se refiere a informa­
ción básica. Este puede definirse de la siguiente manera:
-no se dispone de registros fehacientes de nacimientos, de muertes
y de migraciones internacionales.
-se dispone de información de dos o más censos, y también de algu­
na encuesta demográfica.
Creemos importante distinguir dos etapas, bien diferenciadas, en el
proceso de elaborar una proyección de población, teniendo el distingo
especial importancia en el caso de que la información básica disponible
sea la señalada.
Una primera etapa es la de estimación de lo sucedido con la pobla­
ción en el pasado y de la situación demográfica en el momento inicial
de la proyección. La otra etapa es la de formulación de hipótesis sobre
la evolución futura de los componentes demográficos y el cálculo de la
proyección.
En la situación típica de un país de América Latina, a diferencia de
lo que ocurre en países para los que se conoce con precisión y con opor­
tunidad lo que sucede con sus poblaciones, es la primera etapa la más
difícil, la más importante, la que demanda mayor tiempo, y la que con­
duce a resultados sólo aproximados.
Una conclusión puede extraerse de lo anterior: si la primera etapa,
estimación del pasado y del presente, se cumple con dificultades, obte­
niéndose al cabo de ella resultados que son meras aproximaciones a la
realidad, resulta ilusorio el valor de realizar elaboraciones refinadas so­
bre la evolución futura de los componentes demográficos. Esta segunda
etapa, a nuestro juicio, debe efectuarse mediante procedimientos que
10

estén acordes con la calidad que puede alcanzarse en el diagnóstico de la
situación demográfica en el momento inicial.
El documento se organiza en dos partes, que coinciden con las dos
etapas consideradas: en la primera se analiza la situación en la que se
encuentra actualmente el conocimiento de la realidad demográfica de
un país típico de la América Latina; en la segunda, se ilustra la forma en
que se elaboran las hipótesis sobre tendencias futuras de la fecundidad,
la mortalidad y las migraciones.
II.- Situación actual de las estimaciones demográficas en América La­
tina
Parece natural considerar separadamente la forma en que corriente­
mente se estima cada una de las variables; la fecundidad, la mortalidad
y la migración internacional en la situación típica que se presentó ante­
riormente en relación con la disponibilidad de información básica.
Estimación de la fecundidad
Se la mide mediante la tasa anual de fecundidad por grupos quin­
quenales de edad de la población femenina. Para establecer esas tasas se
cuenta, en el caso típico, con información censal sobre: (aj el número
de hijos tenidos por la población femenina a lo largo de su vida hasta el
momento del censo, información clasificada por grupos quinquenales de
edad de las madres; (b) e\ número de nacidos vivos durante el año ante­
rior al censo, clasificados también según la edad de las madres; y (c) t\
número de niños censados, por edades simples, hasta los 10 o 15 años,
según las edades de sus madres.
Con esos elementos se calcula la fecundidad de la población en dos
o tres quinquenios anteriores al momento del censo. El anáfisis de esta
información pone de relieve la tendencia de la fecundidad en el pasado,
información útil para formular hipótesis sobre su comportamiento futu­
ro.
La misma información censal permite establecer si hay diferencias
o no en el nivel de la fecundidad entre sectores de la población, por
ejemplo, cómo varía el promedio de hijos por mujer entre áreas urbanas
y rurales, entre diversas categorías definidas según nivel de instrucción
de las madres, etc.
Los métodos que se emplean en estas elaboraciones son los pro­
puestos por el profesor Brass (Brass, 1973) y el de “hijos propios” (Cho,
1974).
Las estimaciones que se obtienen tienen un valor aproximado, de
una precisión muy inferior a las que se conocen en países con buenos
11

registros de nacimientos. Pese a ello, las estimaciones elaboradas en ba­
se a los censos levantados después de 1970 son de una calidad muy su­
perior a la que tenían las estimaciones derivadas de censos anteriores.
No se contaba entonces con la información de fecundidad reciente, ni
tampoco con los métodos de análisis de que se dispone ahora.
Para continuar haciendo más confiables las estimaciones de fecun­
didad en el futuro, es necesario que todos los países que levanten cen­
sos en tom o al año 1980, incluyan las preguntas apropiadas para el aná­
lisis, que procuren mejorar la calidad de la información que recogen y
que elaboren los tabulados requeridos por la aplicación de los métodos
de análisis.
La acción del CELADE encaminada a lograr esos objetivos se tra­
duce en recomendaciones sobre cuestionarios censales, sobre tabulación
de los datos y sobre métodos de análisis que han demostrado ser más
eficientes para estimar la fecundidad. En estos momentos, por ejemplo,
se desarrolla un programa “Investigación de la fecundidad a través del
método de los hijos propios en América Latina” (IFHIPAL) para difun­
dir la aplicación de ese método usando datos de los censos levantados
después de 1970, en unos quince países de la región.
Estimación de la mortalidad
Se la mide mediante las tasas anuales de m.ortalidad por grupos
quinquenales de edades y por sexo. Para establecer la tabla de vida que
la representa a partir exclusivamente de información censal, deben utili­
zarse métodos de análisis, varios de los cuales se han desarrollado recien­
temente, que conducen a resultados que no son plenamente satisfacto­
rios. Se está, sin embargo, en una situación mucho mejor que la que
existía hace algunos años, cuando tales métodos no se habían aún desa­
rrollado.
Se cuenta ahora generalmente con por lo menos dos censos de po­
blación, en lugar de uno solo, como era el caso de algunos países hace
unos años, lo que permite el cálculo de relaciones de sobrevivencia in­
tercensales a partir de las cuales se deriva una tabla de vida. El uso de
este método, que requiere que la población sea cerrada o la migración
conocida, es limitado, sin embargo, debido al aumento de la importan­
cia de la migración internacional, que es poco conocida, o a la falta de
comparabilidad entre los dos censos que se utilizan para establecer las
relaciones de sobrevivencia.
Se ha desarrollado un procedimiento que utiliza fundamentalmente
la distribución por edades de las muertes anuales, registradas o declara­
das en un censo, (Brass, 1977) para estimar la mortalidad. Aunque los
resultados que pueden derivarse de su aplicación son generalmente bur­
dos, son también, en algunos casos, los únicos que pueden lograrse.
12

El avance más significativo se ha producido en el desarrollo de téc­
nicas que permiten estimar la mortalidad a partir de indicadores tales
como la proporción de hijos fallecidos en el total de hijos tenidos, la
incidencia de la orfandad de madre o la de viudez del primer marido.
Preguntas simples, formuladas en un censo o encuesta, proporcionan
esos indicadores de los cuales se derivan las estimaciones buscadas
(Brass, 1973, Feeney, 1977, Brass-HÜl, 1974, Hill, 1976).
Se hace necesario promover la inclusión de estas preguntas en los
censos que se levanten a partir de 1980 a fin de que los países puedan
mejorar la calidad de las estimaciones actuales de mortalidad. Si bien
un número elevado de ellos utilizaron ya alguna de las preguntas (la re­
lativa a hijos sobrevivientes en relación con el total de hijos tenidos),
pocos se han beneficiado con el empleo de las otras.
Establecida la mortalidad mediante los procedimientos señalados,
es difícü que las estimaciones obtenidas permitan determinar los cam­
bios experimentados en el pasado. Se cuenta apenas con indicios de
que tales cambios en la mortahdad se han producido. Pueden advertir­
se, por ejemplo, variaciones en la distribución por edades de las muertes
registradas, que reflejan un descenso en la mortahdad (los registros, aun­
que deficientes e inapropiados para medir el nivel de la mortalidad,
pueden ser útiles para reflejar tendencias indicativas de cambios).
El conocimiento de diferencias en la mortalidad entre sectores de la
población es peor que el que se tiene en relación con la fecundidad.
Sólo recientemente, a partir de 1974, el CELADE ha iniciado un estu­
dio que documenta diferencias muy significativas en la mortahdad al
comienzo de la vida, según lugar de residencia urbana o rural, según ni­
vel de instrucción de la madre cuyos hijos se consideran cuando se esti­
ma la mortahdad o según otras variables sociales.
La “Investigación de la Mortahdad en los Primeros Años de Vida en
América Latina” (IMIAL) se ha realizado ya para trece países: Argenti­
na, Bolivia, Colombia, Costa Rica, Chile, Ecuador, El Salvador, Guate­
mala, Honduras, Nicaragua, Paraguay, Perú y la Repúbhca Dominicana.
Estimación de la migración internacional
El conocimiento que se tiene sobre los movimientos migratorios in­
ternacionales es peor que el que existe sobre la fecundidad o la mortah­
dad, ya que no hay registros fehacientes sobre las migraciones anuales.
Se la mide por el número de personas, clasificadas por grupos quin­
quenales de edades y por sexo, que Uegan o salen del país durante un
quinquenio. Se trabaja con saldos netos, diferencia entre inmigración y
emigración, los que toman valores positivos cuando prevalece la inmi­
gración y negativos en el caso contrario.
13

La estimación de la inmigración puede hacerse, aunque en forma
imperfecta, a partir de información censal sobre país de nacimiento y
año de llegada al país estudiado. La pregunta sobre año de llegada,
que no es frecuente en los cuestionarios censales, es importante para
estimar las variaciones en el tiempo del número de inmigrantes. Sería
deseable que todos los países incorporaran a los cuestionarios de los
censos del 80 estas dos preguntas (país de nacimiento y año de Uegada).
Más difícd es estimar la importancia de las eitügraciones en el pasa­
do. Para este propósito se consulta información censal disponible en
los países de destino de los emigrantes del país estudiado. La misma
información censal que sirve para estudiar las inmigraciones en el país
de llegada, mencionada antes, permitiría establecer la emigración de un
país si se dispusiera de esa información proveniente de censos de todos
los países de destino,y si además esos datos estuvieron tabulados por sexo
y edad para los individuos nacidos en el país de origen que se estudia.
Es esta la idea que promueve la “Investigación de la Migración In­
ternacional en Latinoamérica” (IMILA). El CELADE inició el proyecto
IMILA alrededor de 1970 recolectando información no publicada de los
censos levantados en torno a ese año y facÜitándola a los países de la re­
gión (Boletín Demográfico, julio, 1977, CELADE).
Las limitaciones prácticas del procedimiento sugerido son: (a) no se
cuenta con información de todos los países de destino de los emigran­
tes, (b) cuando tal información está disponible no se refiere al momento
en que se levanta el censo en el país estudiado, cuya emigración se desea
estimar, fe) pocas veces la información requerida en los censos de los
países de destino está tabulada por sexos y edades por país de origen
(el programa IMILA ha significado un avance importante en el logro de
esta información) y finalmente (d ),\o más importante, la información
que eventualmente puede obtenerse está con frecuencia afectada por e­
rrores de omisión debido a que los emigrantes Üegales seguramente
no declaran su verdadero país de nacimiento. Las estimaciones sobre
emigración de colombianos, por ejemplo, varían en tomo a los 600.000
en el decenio 1963-1973, de los cuales sólo la cuarta parte, unos
150.000 son legales y 450.000 ilegales (Bayona, 1977)..
La estimación sobre los saldos migratorios pasados, derivada de la
información censal que se deja indicada, es de muy poca confiabilidad.
Sin embargo, la importancia de tales movimientos ha tenido en el pasa­
do reciente tanta relevancia para la mayoría de los países de la región
que, pese a la limitación señalada, se considera juicioso hacer alguna es­
timación, aunque sea conjetural, antes que no tomarlos en cuenta.
Lo que se necesita imperiosamente es tomar medidas para que el
conocimiento sobre las migraciones internacionales mejore en el futuro
y hacerlo a tiempo para aprovechar el esfuerzo tremendo que significa
el levantamiento de los censos del 80. CELADE se propone promover
14

la inclusión en los cuestionarios censales de la pregunta sobre lugar de
nacimiento (incluida en las recomendaciones internacionales) y sobre
aflo de llegada, impulsar el proyecto IMILA y explorar nuevas preguntas
censales que conduzcan a estimaciones sobre la emigración. Se ha pen­
sado que dos preguntas complementarias a las que se formulan para me­
dir la sobrevivencia de hijos y la orfandad materna podrían proporcio­
nar información muy útil para estimar la emigración.
Se sugiere preguntar, tanto en relación con los hijos sobrevivientes
-a la población femenina- como en relación con la madre -a toda la po­
blación- si ellos residen en el país o en el extranjero. Es una idea que
debe ser todavía ensayada en un censo experimental para comprobar su
efectividad para el propósito señalado.
Ensayos como éste creemos que deben realizarse, examinándose
críticamente sus resultados, divulgarse entre demógrafos interesados en
el tema a fin de promover un cambio de ideas y experiencias que con­
duzcan a superar la etapa actual en que el conocimiento que se tiene
sobre migraciones internacionales es muy poco satisfactorio.
III.- Elaboración de hipótesis sobre tendencias futuras de las variables
demográficas
Distinguimos dos partes en este capítulo. En la primera, considera­
mos la fijación de metas posibles de las variables en un futuro lejano, el
quinquenio 1995-2000, por ejemplo; en la segunda, examinamos los
procedimientos que se utilizan en el CELADE para proyectar cada va­
riable.
Fijación de metas
Como resultado de las elaboraciones consideradas en el capítulo
anterior se dispone de estimaciones sobre la fecundidad, la mortalidad y
la migración internacional para una época próxima al punto de partida
de la proyección. En algunos casos, los menos, se cuenta con la misma
clase de estimaciones para períodos pasados. Cuando se está en tal
situación, es decir, cuando es posible establecer la tendencia que han
mostrado en el pasado las variables que deben proyectarse, un examen
cuidadoso de esa tendencia es el primer ejercicio encaminado a fijar po­
sibles niveles de la fecundidad, la mortalidad y la migración en el futu­
ro.
Estudios sobre diferencias de la fecundidad y de la mortalidad en­
tre sectores de la población proporcionan también elementos de juicio
valiosos para especular sobre lo que sucederá en el futuro. Investigacio­
nes de esta naturaleza, como las mencionadas relativas a la mortalidad
al comienzo de la vida (proyecto IMIAL) o a la fecundidad (proyecto
IFHIPAL), son de gran utilidad, ya que no sólo sirven para detectar
15

diferencias dentro de un país, sino que además, por su naturaleza com­
parativa, muestran diferencias entre los países.
Por último se cuida generalmente de comparar la situación del país
estudiado con la de otros países de la región, principalmente con la de
aquéllos con los cuales está más relacionado, a fin de establecer metas
coherentes entre países. Los acuerdos para trabajar con demógrafos na­
cionales, a los que se ha hecho referencia en la Introducción, dificultan
a veces el logro de esa coherencia en los valores proyectados, porque
prevalecen en la fijación de metas futuras criterios establecidos por los
gobiernos en sus planes de desarrollo.
En resumen; el conocimiento de tendencias pasadas, cuando se
tiene, la constatación de diferencias entre sectores de la población y la
comparación de metas posibles para el país estudiado con las ya estable­
cidas para otros, son los ejercicios que se realizan conducentes a fijar
para una época futura, en la práctica para el período 1995-2000, lími­
tes para la fecundidad, (en términos de tasas brutas de reproducción)
para la mortalidad (expresados en valores de la esperanza de vida al na­
cer, por sexo) y para la migración (en números absolutos de migrantes
por sexos y edades). El primer paso de la elaboración de la proyección,
por lo tanto consiste en la fijación de estos límites. Supondremos que
ellos han sido ya establecidos y pasaremos a considerar, en la parte que
sigue, qué procedimientos se emplean para determinar tasas específicas
por edad a lo largo de la proyección.
Procedimientos que se utilizan para proyectar las variables demográficas
Trataremos sucesivamente los métodos utüizados para proyectar
la fecundidad, la mortalidad y la migración internacional.
La fecundidad
La elaboración se apoya en cuatro valores de la tasa bruta de repro­
ducción (R ’ referidos, cada uno de ellos, a otros tantos momentos. A
)
cada /?’ se le asigna un juego de tasas de fecundidad por grupos quin­
quenales de edades:
-el primero, generalmente el valor que merece más confianza, es el
que ha resultado para una época reciente, supongamos para 1970-75.
Se dispone para este período de estimaciones de tasas de fecundidad
por edades y, consecuentemente, de un valor de la tasa bruta de repro­
ducción. Designemos a ésta, R ’ (72.5), para indicar que se refiere a los
años 1970-75.
-el segundo es un límite hipotético que pudo haber tenido la fecun­
didad en un pasado remoto. Se fija examinando tendencias de la fe­
cundidad en el pasado - en los casos, poco frecuentes, en que esto puede
16

hacerse o más bien conjeturando un valor plausible. Llamemos a éste
R '(-oo).
■
-el tercero es otro límite hipotético que puede alcanzar la fecundi­
dad en un futuro lejano, por ejemplo, una tasa bruta de reproducción
equivalente a 1. Designemos a é s ta íí’(oo).
-el cuarto, finalmente es el nivel fijado como posible resultante de
los ejercicios mencionados en el punto anterior. Como suponemos que
este límite se establece para 1995-2000 designemos a este nivel de la ta­
sa bruta de reproducción R ’(97.5).
Con esos cuatro valores numéricos queda definida una función lo­
gística en el tiempo que los reproduce. Mediante interpolación se defi­
nen los valores que corresponden a los intervalos quinquenales interme­
dios entre 1970-75 y 1995-2000. El procedimiento de interpolación se
emplea tanto para los niveles globales, es decir, la tasa bruta de repro­
ducción, como para las tasas de fecundidad por edad, que hemos su­
puesto están asociadas con cada nivel de R ’.
Los cálculos se efectúan con gran expedición ya que el proceso de
interpolación está programado para ser empleado mediante un mini­
computador.
Como hay una incertidumbre muy grande en la proyección de la fe­
cundidad, se elaboran en todos los casos estimaciones alternativas sobre
metas futuras. Las más interesantes de examinar son dos de ellas, que
ilustran desvíos con respecto a la alternativa que se considera más plau­
sible, hacia arriba, en un caso, y hacia abajo, en el otro. Se busca que
los valores proyectados resultantes de estas alternativas acoten la evo­
lución real del número de nacimientos futuros sin que se tenga, desde
luego, certeza de lograr ese propósito.
La mortalidad
Como en el caso de la fecundidad partimos con una estimación de
mortalidad, esto es, de una tabla de vida por sexo, para una época re­
ciente, digamos para el quinquenio 1970-75. Calculamos los logitos de
la función 1^, que llamamos Y(x). La definición es:
Yx = l/2 In ((l-lx )A x )
Para identificar en el tiempo esa tabla de vida, expresada en logitos,
utilizamos el símbolo: Y (72.5).
Se establece un nivel de la mortalidad para el período final de la
proyección, supongamos 1995-2000, expresado por la esperanza de vida
al nacer para cada sexo. La adopción de tal límite se efectúa mediante
17

un análisis de la información disponible, tal como quedó explicado en
el capítulo anterior. Destacamos el valor conjetural de este ejercicio.
Se acepta que alguna vez la mortalidad del país estudiado alcanzará
el nivel dado por las tablas límites elaboradas por Bourgeois-Pichat
(D.P., 1952), por sexo, que se expresan también en escala logito. Lla­
mamos a estos valores í1(oo).
Con esa información se trabaja. Por interpolación lineal entre los
valores 7(72.5) e 7(oo), en cada edad, se determinan los valores, que
llamamos 7(97.5) que corresponden a una tabla de vida con la esperan­
za de vida postulada para 1995-2000. Se adopta esa tabla parala pro­
yección entre estos años. Esta elaboración y las que siguen, se efectúa
expeditivamente mediante el uso de un minicomputador.
Las tablas de vida para los períodos quinquenales intermedios, en­
tre 1970-75 y 1995-2000, se definen mediante una interpolación lineal
entre los logitos de las tablas de estos períodos, que hemos indicado con
7(72.5) e 7(97.5).
Los valores que resultan, en términos de la esperanza de vida al na­
cer, muestran niveles razonables. La vida media varía más cuando su ni­
vel es bajo - alta mortalidad-, varía menos cuando los valores de la espe­
ranza de vida alcanzan niveles altos -baja mortalidad-.
No se han elaborado generalmente hipótesis alternativas sobre la
posible evolución de la mortalidad en el futuro aunque ello sería quizás
justificado en algunos países en los que existen aún posibilidades muy
amplias sobre el curso que puede seguir la variación de la mortalidad.
Lo común ha sido, y es, preparar sólo una proyección de la mortalidad.
Es obvia la necesidad de mejorar la estimación de la mortalidad
actual y, de ser posible, de su evolución pasada. En muchos países de
América Latina es aún muy incierto el valor que tienen las estimaciones
en uso.
La migración internacional
Ha quedado ya dicho que medimos la migración mediante el núme­
ro absoluto de personas, clasificadas por sexo y edad, que migran en un
quinquenio. Se trata del saldo neto entre inmigración y emigración.
Tal número tiene un signo positivo si prevalece la itunigración sobre la
emigración, un signo negativo en caso contrario.
La proyección de los movimientos migratorios futuros tiene un va­
lor puramente conjetural y se apoya tanto en la estimación sobre lo su­
cedido en el pasado, cuanto en los planes del gobierno del país estudia18

do acerca de su política migratoria, cuando, claro está, las intenciones
sean conocidas.
La forma de operar es simplemente indicar el saldo migratorio, en
números absolutos, supuesto para cada quinquenio de la proyección.
Se lo suma período por período, a los resultados de la proyección de
población elaborada, para cada quinquenio, con los supuestos de fecun­
didad y de mortalidad.
Es evidente que tanto en materia de estimación de lo sucedido en el
pasado, como de lo que se proyecta ocurrirá en el futuro, se está, con
respecto a la migración internacional, en peores condiciones que con la
fecundidad y la mortalidad. El conocimiento que se tiene sobre el fenó­
meno es muy deficiente.
IV.- Comentarios finales
Resumiendo lo expuesto, podemos decir que la tarea más impor­
tante, a nuestro juicio, en relación con la elaboración de proyecciones
de población en América Latina, es la de mejorar el conocimiento que
se tiene de la situación presente en relación con la fecundidad, la morta­
lidad y la migración.
Los censos que se levantarán a partir de 1980 ofrecen una magnífi­
ca oportunidad para actuar en ese sentido. Deberán emprenderse activi­
dades encaminadas a persuadir a los gobiernos de la conveniencia de uti­
lizar plenamente ese esfuerzo para recoger información que contribuya
a mejorar el conocimiento de la situación demográfica, preparando ta­
bulaciones útiles y empleando métodos adecuados para el análisis, y,
por cierto publicando oportunamente los resultados.
Las preguntas ya probadas sobre fecundidad - número de hijos teni­
dos a lo largo de la vida, fecha del último nacimiento - y la tabulación
apropiada para el empleo del método de los hijos propios, deberían ser
adoptadas en los programas censales de todos los países de la región.
Mayor deberá ser el empeño para convencer a los países de incorpo­
rar preguntas destinadas a la derivación de estimaciones sobre la morta­
lidad porque estas preguntas han tenido menor difusión que aquéllas y
porque es menos satisfactorio el conocimiento actual de la mortalidad
que el de la fecundidad. Las preguntas que por ahora han probado ser
eficientes y son consecuentemente recomendables son: la relativa a hi­
jos sobrevivientes, que se combina con la relativa a hijos tenidos; la de
orfandad materna y la de viudez del primer marido (formulada a la
población femenina alguna vez casada).
Finalmente deberá iniciarse una acción vigorosa para promover la
investigación sobre la forma de captar información útil para estimar la
emigración. Se han indicado en el texto algunas ideas que el CELADE
19

se propone ensayar en un censo experimental. Esta actividad explorato­
ria deberá impulsarse, ya que se hace apremiante disponer de bases más
firmes, que las que se tienen en la actualidad, para medir la magnitud y
composición de las corrientes migratorias.
Sobre los métodos de proyección de la fecundidad y la mortalidad
baste sólo decir que los que se emplean en el CELADE actualmente, a
nuestro juicio están de acuerdo con la calidad de las estimaciones exis­
tentes de las variables que se estiman. No se tiene en este terreno la im­
presión de que sea necesario ni conveniente utilizar procedimientos de
proyección más elaborados.

REFERENCIAS
(Brass, 1973):

William Brass, Seminario sobre métodos para medir
variables demográficas (fecundidad y mortalidad)
CELADE, Serie D SN °9,San José, Costa Rica, 1973

(B.D., 1977):

Boletín Demográfico NO 20, CELADE, Santiago,
Julio 1977

(Bayona, 1977): Alberto Bayona, Cobertura del Censo de Población
1973, Pontificia Universidad Javeriana, Bogotá, Ma­
yo, 1977
(B.P., 1952):

Jean Bourgeois-Pichat “Essai sur la mortalità biologi­
que de 1 ‘homme” Population NO 3, INED, París,
1952

(Brass, 1973):

William... 1973 revisado, traducido al inglés y publi­
cado con el título “Methods for Estimating Fertility
and Mortality from Limited and Defective Data” ,
Laboratories for Population Statistics, University of
North Carolina, Chapel Hill, Octubre, 1975

(Brass, 1977):

William Brass "Cuatro lecciones de William Brass”,
CELADE, Serie D, N091, Santiago, Septiembre 1977

(Brass-Hill,1974) : William Brass y Kenneth H. Hill, “Estimating Adult
mortality from Orphanhood” , International Pop­
ulation Conference, lUSSP, Liege 1973
(Cho, 1974):

20

Lee-Jay Cho “The own-children approach to fertility
estimation:
an elaboration” . International Pop­
ulation Conference, lUSSP, Liege, 1973

(Feeney, 1977): Estimación de la tendencia de la mortalidad infantil
a partir de información relativa a hijos sobrevivientes
CELADE, Serie D, N^SS, Santiago, 1977
(Hill, 1976):

Kenneth Hill, Encuesta Demográfica Nacional de
Honduras, Fascículo VII, análisis de preguntas retros­
pectivas, CELADE, Santiago, Serie A, No 129, 1976

21

MORTALIDAD EN LOS PRIMEROS AÑOS DE VIDA
EN LA AMERICA LATINA
Hugo Behm
Domingo A. Primante
(CELADE)
IN FA N T AND CHILD M ORTALITY IN LATIN AMERICA
SUMMARY
This paper summarizes the ñndings on mortality under two
years of age in 12 Latin American countries, estimated through
Brass method as applied mostly to population censuses. Death risks
are heterogeneously high, exceeding 120 per 1000 live births, and
reach maximum values in the Andean and Central American Re­
gions. In general, rural deaths rates arc higher than urban ones. The
greatest differentials arc observed in relation to educational level of
women, which is considered an index of living conditions. All
countries taken together, a high mortality populatibn is identified,
where rates exceed 120 per thousand life births. 50 per cent of all
children are born, and 67 per cent of all deaths under two years
are estimated to occur in that population. This group is composed
primarily of illiterate (or almost illiterate) women, of predominately
rural residence, including all the identified indigenous populations.
That population stratus is the core of the problem of high infant and
child mortality in Latin America. This situation is mainly deter­
mined by structural and historical conditions, whick keep extensive
population sectors under a physical, biological, and social environ­
ment particularly agressivc for their survival, and, on the other hand,
hamper the wide application of existing medical knowledge to
prevent sickness and deaths.

Las reducciones de la mortalidad que se observaron en el mundo
en la década de 1950 llevaron a muchos autores a una visión optimista
de sus perspectivas. En las últimas décadas se han hecho notables pro­
gresos en el conocimiento tecnológico para la prevención y el trata23

miento de muchas enfermedades l] En los países más desarrollados, que
habían tenido lentos pero sostenidos descensos en la mortalidad en fun­
ción de su desarrollo económico y social, estas tecnologías sólo vinieron
a acelerar tales tendencias 2]. En los países subdesarrollados, en cam­
bio, en los cuales persistía una alta mortalidad vinculada a enfermeda­
des infecciosas y desnutrición, parecía abrirse la posibilidad de que la
aplicación de este nuevo conocimiento produjera una rápida baja de la
mortalidad, reduciendo substancialmente la brecha que los separaba de
las regiones de mayor desarrollo, sin que cambiaran substancialmente
las condiciones de atraso que prevalecen en el Tercer mundo. En las pa­
labras de Stolnitz, “parece claro que la miseria económica no es ya una
barrera efectiva para un vasto surgimiento de oportunidades de sobrevi­
da en las áreas subdesarrolladas” 3 ].
No hay duda que en los países subdesarrollados en que hay algún
registro de la mortalidad, se han observado bajas, a veces muy importan­
tes. Pero ellas han sido irregulares, no siempre sostenidas y en todo ca­
so insuficientes, de tal modo que persiste en estos países una mortali­
dad excesiva, en especial en la infancia 4] 5] 6]. Montoya 7], en un es­
tudio de la mortalidad infantil en los países de la América Latina en el
período 1950-1971 estima que, de continuar las tendencias observadas
en este lapso, se requerían de 18 a 62 años en varios de ellos para redu­
cir a la mitad las tasas de 1970. Por otra parte, la Organización Pana­
mericana de la Salud 8], en un análisis de las metas establecidas para la
región para 1961-1971 (que eran reducir esta mortalidad en cincuenta

l]

Arriaga, F,., Mortality Decline and its Demographic Effects in Latin Ameri­
ca, Population Monograph Serie No. 6, University of California, Berkeley,
1970.

2J

McKeown, T., Record, R.G. y Turner, R.D., An Interpretation o f the De­
cline o f Mortality in England and Wales During the Twentieth Century,
Population Studies, Vol. 29, No. 3, noviembre, 1975.

3]

Stolnitz, G.J., Recent Mortality Trends in Latin America, Asia and Africa,
Population Studies, Vol. XIX, No. 2, noviembre, 1965.

4]

Organización Mundial de la Salud, Aspects Sanitaires des Tendences et
Perspectives Démographiques, Rapport de Statistiques Sanitaires Mon­
diales, Vol. 27, No. 5, 1974.

5]

World Health Organization, Mortality Patterns and Trends, World Health
Statistics Report, Vol. 29, No. 1, 1976.

6]

Vallin, J., World Trends in Infant Mortality Since 1950, World Health
Statistics Report, Vol. 29, No. 11, 1976.

7/

Montoya, C., Levels and Trends o f Infant Mortality in the Americas 1950­
7977, World Health Statistics Report, Vol. 27, No. 12, 1974.

8]

Organización Panamericana de la Salud, Hechos que revelan progreso en
salud, 1971. Publicación Científica, No. 227, setiembre, 1971.

24

por ciento), comprueba que sólo un tercio de esta meta había sido al­
canzado en 1969.
'
En un panorama mundial de la mortalidad, la América Latina apa­
rece con menores niveles que los observados habitualmente en Africa y
Asia, aunque sin alcanzar las tasas que existen en los países más avanza­
dos. Es una región donde, en general, los sistemas de atención de salud
se encuentran más desarrollados que en otras del Tercer Mundo, condi­
ción que, en principio, favorece la aplicación del conocimiento existen­
te para reducir la mortalidad evitable. En consecuencia, es de especial
interés el estudio de la situación de la mortalidad en la América Latina,
en particular en los primeros años de vida, edad en la cual es posible
alcanzar mayores progresos. En este estudio es importante analizar el
fenómeno en función de factores económicos y sociales, que son los
más sigiñficativos en la determinación del nivel y la tendencia de la
mortalidad.
Desgraciadamente, el conocimiento de la mortalidad en edades
tempranas en la América Latina se ve dificultado por múltiples deficien­
cias en las estadísticas de registro de los hechos vitales. Según los datos
recogidos por el CELADE 9], en tanto que los nacimientos estimados
para la región en el período 1965-1970 promedian 9,9 millones por
año, los datos publicados alrededor de 1967-1968 suman tan sólo 5,7
millones de nacimientos anuales. En cuanto a las defunciones, la omi­
sión es también importante; 2,6 millones de muertes estimadas y 1,4
millones registradas.
Dadas estas circunstancias, el CELADE inició en 1976 un estudio
de la mortalidad en los primeros años de vida en países de América La­
tina, utilizando el método de Brass 10] 11], que deriva estimaciones del
último censo de población, basadas en la proporción de hijos fallecidos
declarados por las mujeres. De este modo es posible evitar las deficien­
cias de los datos de registro de defunciones y nacimientos. Lo más im­
portante es que el método permite estudiar los diferenciales de la mortahdad por nivel socioeconómico. En esta investigación se utüiza el gra­
do de instrucción de la mujer como indicador; tales contrastes son mar­
cados y constituyen el aporte más novedoso del estudio.
En este trabajo se hace un análisis de conjunto de los resultados de
12 estudios nacionales elaborados hasta la fecha, que comprenden BoU9]

Centro Latinoamericano de Demografía, América Latina: situación demo­
gráfica alrededor de 1973 y perspectivas para el año 2000, Serie A, No.
1020, enero de 1975.

10 ] Brass, W,, Métodos para estimar la fecundidad y la mortalidad en poblacio­

nes con datos limitados, CELADE, Serie E, No, 14, 1975.

11 ] Brass, W., Methods for Estimating Fertility and Mortality from Limited and

Defective Data, Laboratory for Population Statistics, The University of
North Carolina at Chapel Hill, October, 1975.

25

Via, Chile, Colombia, Costa Rica, Ecuador, El Salvador, Guatemala,
Honduras, Nicaragua, Paraguay, Perú y la República Dominicana 12].
Con este material se presenta en este estudio preliminar un panorama
re^onal de la probabUidad de morir en los primeros dos años de vida,
por variables geográficas (países, urbano-rural, regiones) y por el nivel
de educación de la mujer. Utilizando el conjunto de variables indepen­
dientes se identifican así las subpoblacioiies expuestas a distintos riesgos
de morir, cuya significación se comenta. En una publicación ulterior,
cuando se disponga de los estudios de otros países, se analizarán más a
fondo los factores que explican las características de la mortalidad tem­
prana en la América Latina.
Material y métodos
Brass estableció una relación entre la proporción de hijos fallecidos
de mujeres clasificadas por grupos quinquenales de edades y la probabi­
lidad de morir del hijo entre el nacimiento y la edad x.(^q ). Mediante
el uso de modelos, Brass obtuvo un juego de multiplicadores que per­
miten transformar estas proporciones de hijos fallecidos, declaradas en
censos o encuestas, en estimaciones de < . La relación depende de la
7
distribución de la fecundidad por edad aeda mujer, lo que se toma en
consideración utilizando como factor de interpolación en la tabla de
Brass el cociente entre la paridez media de mujeres de 20-24 años y la
de mujeres de 25-29 años. En el presente estudio se ha utilizado la
variante de Sullivan 13], que establece una regresión lineal entre este co­
ciente de paridez y el multiplicador, para cada familia de las tablas mo­
delos de Coale-Demeny.
El método se basa en ciertos supuestos teóricos que, en general, no
se cumplen a cabalidad en la práctica, en especial el de mortalidad y fe­
cundidad estables. No obstante, como su autor lo ha hecho notar, el
método es relativamente poco sensible a desviaciones de los supuestos
básicos, cuando ellas no son muy acentuadas. El principal problema en
la aplicación del método está en las deficiencias de la información bási­
ca. Desde luego, hay una proporción de mujeres sin declaración de hi­
jos tenidos y sobrevivientes, que oscila en general entre 0.5 y 13 por
ciento; en Perú y Chile, esta omisión sube a 24 por ciento. La omisión
es mayor en las mujeres menores de 25 años, solteras y de más alto nivel
de educación. Por otra parte, los censos tienen una omisión en el empa­
dronamiento, cuya magnitud y características no ha sido posible deter­
minar. Finalmente, se ha observado que aproximadamente en la mitad
12] Behm y colaboradores. Mortalidad en los primeros anos de vida en países
de la América Latina, CELADE, Serie A, No. 1024-1032, 1036 y 1037,
1976-1978.
13] Sullivan, Ì .M., Models for the Estimation o f the Probability o f Dying
between Birth and Exact Ages or Early Childhood, Population Studies,
Voi. 26, Marzo, 1972.

26

de las categorías de análisis la proporción de hijos fallecidos no es cre­
ciente con la edad de la mujer, como debía esperarse, lo que se origina
en deficiencias de los datos básicos, a lo cual se suman errores de muestreo, ya que el estudio ha sido realizado, en general, con muestras censa­
les. Para reducir este último factor, las estimaciones observadas fueron
suavizadas utilizando, el mismo modelo de Coale-Demeny empleado en
el cálculo.
Las estimaciones para el total de cada país fueron cotejadas con es­
timaciones de las estadísticas de nacimientos y defunciones, tomando
en cuenta su presunta omisión. Las estimaciones también fueron com­
paradas con otras similares proporcionadas por las tablas de vida nacio­
nales disponibles. Las comparaciones dieron resultados en general satis­
factorios, con excepción de Colombia y Chile, países en los cuales se
considera que el presente estudio subestima la mortalidad real en apro­
ximadamente un 15 por ciento.
Las limitaciones mencionadas deben ser consideradas en la interpre­
tación de los resultados, en el sentido de que se trata de estimaciones
aproximadas de la mortalidad temprana. Por ello se ha dado importan­
cia sólo a contrastes relativamente marcados del nivel de mortalidad y
no se han hecho estimaciones para los subgrupos en los cuales las muje­
res han tenido un total de hijos menor a 100.
Lo interesante de anotar es que, a pesar de todas estas restricciones,
el método de Brass aplicado a los países de América Latina ha permiti­
do obtener estimaciones que son razonables y coherentes. La prueba
ha sido exigente, porque se han hecho estimaciones para centenares de
subpoblaciones que tienen condiciones de fecundidad y mortaUdad
muy variadas. Por otra parte, en una región donde el conocimiento de­
tallado de la mortalidad en los primeros años de vida es en general muy
deficiente, el estudio ha permitido precisar diferenciales geográficos y
socio-económicos de gran significación práctica, los cuales no pueden
ser detectados con los datos de registro de nacimientos y defunciones.
Este es su principal mérito.
El indicador de mortalidad seleccionado para el análisis ha sido la
probabilidad de morir entre el nacimiento y la edad exacta dos años
(
expresada por mil nacidos vivos, que incluye la mayor parte de
las muertes de los primeros cinco años de vida y es más confiable que la
estimación del riesgo de morir en el primer año de vida, obtenido me­
diante el método de Brass. Como se ha dicho, es un valor suavizado que
se apoya en los valores observados 2^0. 3qQ Y
carácter re­
trospectivo del método, esta estimación se refiere aproximadamente a
una fecha 4-5 años anterior al censo utilizado en el cálculo.
27

Cuadro 1
ESTIMACIONES DE LAS PROBABILIDADES DE MORIR ENTRE EL
NACIMIENTO Y LOS DOS AÑOS DE EDAD EN LOS PAISES
DE LA AMERICA LATINA, ALREDEDOR DE 1966-1971
(Continúa)

P a í s

P ro b ab ilid ad
de m o rir ^
(p o r mil)

D e fu n c io n es e stim a ­
das de m e n o re s de
dos a ñ o s ^

N a cid o s vivos
e stim ad o s ^
N úm ero
a b so lu to
(m iles)

P o rce n ­
ta je

N úm ero
a b so lu to

P o rce n ­
taje

Bolivia, 1 9 7 1 -1 9 7 2
H a ití, 1971
P erú , 1 9 6 7 -1 9 6 8

202
176
169

994

9,5

176 498

15,1

N icaragua, 1 9 6 6 -1 9 6 7
El Salvador, 1 9 6 6 -1 9 6 7
H o n d u ra s, 1 9 6 9 -1 9 7 0

149
149
145
140

611

5,8

89 261

7,6

Brasil, 1 9 6 5 -1 9 6 6
E c u a d o r, 1 9 6 9 -1 9 7 0
R ep. D o m in ic a n a ,1970 -1 9 7 1

133
127
123

4 054

38,7

535 596

45,7

3 355

32,1

28 9 633

24,7

1 451

13,9

81 047

6,9

10 465

100,0

(3iile, 1 9 6 5 -1 9 6 6
C o lo m b ia, 1 9 6 8 -1 9 6 9
M éxico, 1970

91
88

C osta R ica, 1 9 6 8 -1 9 6 9
Paraguay, 1 9 6 7 -1 9 6 8
A rg en tin a, 1 9 6 5 -1 9 6 6
Panam á, 1971
V enezuela, 1971
C uba, 19 70
U ruguay, 1970

81

A m érica L atina
Kstados U nidos, 1970
Suecia, 1972

Ib

58
58
52
48
38
112

1 172035

100,0

21
11

Fuente: a/ Behm y colaboradores, Mortalidad en los primeros años de vida en
países de la América Latina, CELADE, Serie A, No. 1024-1032,
1036, 1037, 1976-1978. México, Panamá, EEUU y Suecia: Naciones Unidas,
Anuario Demográfico 1973 y 1974, Brasil: Estimación con el método de Brass
y datos oficiales del censo de 1970.
Media de estimaciones para 1965-1970 y 1970-1975 obtenidas de Améri­
ca Latiría: Situación demográfica alrededor de 1973 y proyecciones para
el año 2000, CELADE, Serie A, No. 1020, 1975.

y

c/

28

Defunciones estimadas aplicando la probabilidad de a/ a los nacidos vivos
de

Cuadro 1
ESTIMACIONES DE LAS PROBABILIDADES DE MORIR ENTRE EL
NACIMIENTO Y LOS DOS AÑOS DE EDAD EN LOS PAISES
DE LA AMERICA LATINA, ALREDEDOR DE 1966-1971
(Conclusión)

Defunciones
P a í s

E n e x ce so e /
E speradas d^/

N ú m e ro
a b so lu to

P o rcen taje

2 0 .8 7 4

155 62 4

8 8 ,2

12 831

76 4 3 0

12 831

76 4 30

8 5 ,6

Brasil, 1 9 6 5 -1 9 6 6
E c u a d o r, 1 9 6 9 -1 9 7 0
R cp. D o m in ican a, 1970 -1 9 7 1

85 134

4 5 0 4 62

84,1

C hile, 1 9 6 5 -1 9 6 6
C o lo m b ia, 1 9 6 8 -1 9 6 9
M éxico, 1970

70 4 55

2 1 9 178

75,7

C o sta R ica. 1 9 6 8 -1 9 6 9
P arag u ay , 1 9 6 7 -1 9 6 8
A rg en tin a, 19G 5-1966
P an am á, 1970
V en ezu ela, 1971
C uba. 1970
U ru g u ay , 1970

30 471

5 0 576

62,4

2 19 765

9 5 2 2 70

81,2

B olivia, 1 9 7 1 -1 9 7 2
H a ití, 1971
P erú, 1 9 6 7 -1 9 6 8
N icarag u a, 1 9 6 6 -1 9 6 7
G u a tem ala , 1 9 6 8 -1 9 6 9
El Salvador. 1 9 6 6 -1 9 6 7
H o n d u ra s, 1 9 6 9 -1 9 7 0

A m erica L atin a
E stad o s U n id o s, 1970
Suecia, 1972

Fuente:
áj

Defunciones esperadas aplicando q(2) de EPUU., 1970 (0,21 por mil) a
los nacidos vivos de b/.
r -Jiíjijii i

e/

Exceso de defunciones estimadas respecto a esperadas.

29

Gráfico 1
ESTIMACIONES DE LAS PROBABILIDADES DE MORIR ENTRE
EL NACIMIENTO Y LOS DOS AÑOS DE EDAD EN LOS PAISES
DE AMERICA LATINA, ALREDEDOR DE 1966-1971

20

Probabilidad de morir (por mit)
40
60
80 100 120

Fuente: Cuadro 1.
30

140

160

Mortalidad en el menor de dos años, por países
En el cuadro 1 y el gráfico 1, se presentan las estimaciones naciona­
les de la probabilidad de morir entre el nacimiento y los dos años de
edad en los países de la América Latina, para el período 1966-1971,
aproximadamente. En los países no incluidos en el estudio realizado
por CELADE se han obtenido los valores de tablas de mortalidad publi­
cadas o de otras fuentes, con el fin de completar un panorama regional
de esta mortalidad. Las cifras deben considerarse como aproximativas,
tanto por las restricciones mencionadas en nuestros estudios como por
los diversos grados de confiabilidad de las demás fuentes utilizadas.
De acuerdo a estos datos, la probabilidad de morir en los primeros
dos años de vida en países latinoamericanos, hacia 1970, variaba entre
202 por mil (Bolivia, 1971-1972) y 38 por mil (Uruguay, 1970), con un
valor estimado de 112 por mil para el total de la región. Esto coloca la
América Latina en un nivel de mayor mortalidad que la de los países
más avanzados (11-21 por mil en Suecia y EE.UU.). Con el fin de ilus­
trar el significado de estas diferencias, en el mismo cuadro 1 se presenta
una estimación del número de muertes que deberían haberse producido
en los primeros años de vida, en los nacidos vivos estimados para 1970,
de acuerdo a las probabilidades de muerte de cada país. Según estos
cálculos, en el total de la América Latina se estima que en ese año se
produjeron 10 465 000 nacimientos vivos, en los cuales se supone que
hayan ocurrido 1 172 000 defunciones en la edad indicada. Ahora
bien, el número de defunciones esperadas, si hubiera existido en estos
países el riesgo de morir de Estados Unidos en 1970 (que es de 21 por
mil), sería de aproximadamente 220 000. Aunque todas estas estima­
ciones son necesariamente burdas, por la calidad de datos básicos y los
supuestos implícitos, emerge con todo el hecho dramático de que en la
América Latina, hacia 1970, es posible que en cada generación anual de
nacidos vivos se esté produciendo cerca de un millón de muertes en los
primeros dos años de vida que todo indica que eran evitables.
El segundo hecho importante que revela el cuadro 1 es la extraordinaiia heterogeneidad de la mortalidad temprana en los países de la re­
gión. Con el fin de facilitar la descripción de estos contrastes, los países
han sido ordenados en una escala decreciente de mortalidad, y clasifica­
dos en cinco grupos, que se describen a continuación.
La región de más alta mortalidad (169-202 por mil) incluye dos
países de la región andina (Bolivia y Perú) y Haití. Se estima que el
9,5 por ciento de los nacidos vivos de la región nace expuesto a estos
riesgos, de tal modo que el grupo aporta el 15,1 por ciento de las muer­
tes de menores de dos años. Siguen a continuación los países de la
América Central, con excepción de Costa Rica, los cuales presentan una
mortalidad aún alta y bastante homogénea (140-149 por mil). Si estos
dos grupos se suman, aportan el 15 por ciento de los nacidos vivos de la
31

América Latina v el 23 por ciento de las muertes de menores de dos
años. Cerca del 87 por ciento de estas muertes se consideran evitables.
El grupo siguiente presenta una mortalidad de 123 a 133 por mil,
que es seis veces mayor que la de Estados Unidos. Además del Ecuador
y la República Dominicana, incluye al Brasil, el país de mayor pobla­
ción de la región. Se estima que en estos países el número de nacidos
vivos es aproximadamente 4 millones por año, los que forman el 39 por
ciento del total regional. Las muertes en el menor de dos años de este
grupo alcanzan al 46 por ciento del total, y se estima que contribuyen
con casi la mitad de las defunciones que pudieran evitarse en la América
Latina.
En el nivel de una mortalidad de 85 a 91 por mil se sitúan Chile,
Colombia y México; los últimos dos están entre los países de mayor po­
blación en la región. Como se ha advertido anteriormente, se piensa
que en estos países la mortalidad está subestimada. Este grupo contri­
buye con un tercio de los nacimientos y una cuarta parte de las muer­
tes de menores de dos años de la región.
El grupo de más baja mortalidad (48-81 por mil) en América Latina
comprenden los restantes países sudamericanos, junto con Panamá, Cos­
ta Rica y Cuba. Sólo el 14 por ciento de los nacimientos de la región
ocurren en este grupo.
La mortalidad de! menor de dos años en oreas urbanas y rurales

El distinto grado de modernización y, en general, de desarrollo de
los sectores urbano y rural en la América Latina, junto con las dispari­
dades de nivel de vida que ellos ocasionan, está asociado a una diversa
situación demográfica en estas dos áreas. Las estadísticas de registro
son particularmente inadecuadas para detectar estos diferenciales de
mortalidad, porque presentan una omisión habitualmente mayor en el
área rural, por lo cual se obtienen con frecuencia tasas inaceptablemen­
te bajas en esta población. Los resultados del estudio en esta materia
se presentan en el cuadro 2, e) cual muestra que existe una sobremorta­
lidad rural, que en 8 de 12 países varía entre 33 y 61 por ciento. En
más de la mitad de los países estudiados, la mortalidad rural del menor
de dos años es superior a 140 por mil y en dos de ellos excede a 200
por mil. Ello es significativo porque en 9 de estos países la población
rural es mayoritaria, con una proporción de aproximadamente 60 por
ciento de la población total. En Nicaragua, El Salvador, la República
Dominicana y el Paraguay, el contraste geográfico de la mortalidad és
mucho menor, sin que esto guarde aparente relación con el nivel
de la mortalidad del país ni con las diferencias urbano-rural de los indi­
cadores de nivel de vida que ha sido posible estudiar en ellos.
Todo hace pensar que las diferencias urbano-rurales de la mortali­
dad en el menor de dos años sean mayores que las señaladas. Hay apa32

Cuadro 2
PROBABILIDAD DE MORIR ENTRE EL NACIMIENTO Y LOS DOS
ANOS DE EDAD EN POBLACION URBANA Y POBLACION RURAL
PAISES SELECCIONADOS DE AMERICA LATINA, ALREDEDOR
DE 1965-1970
Probabilidad de
m o rir (por mil)

P orcenta­ Porcentaje de anal­
fabetism o
je de pjoblación •
U rbano
rural
Rural

U rbano

P a í s

Bolivia, 1971-1972
Perú, 1967-1966
Nicaragua, 1966*1967
Guatemala, 1968*1969
El Salvador, 1966-1967
Hondura,, 1969-1970
Ecuador, 1969-1970
Rep.Dominicana, 1970
1971
Chile, 1965-1966
Colombia, 1968-1969
C oila Rica, 1968-1969
Paraguay, Í0 6 7 rl9 6 8

Rural

Porcentaje
de sobre 1 1 ^1tdlidisd
14
rural

166
132
143
119
139
113
98

224
213
152
161
148
150
145

34,9
61,4
6,3
35.3
6,5
32,7
48,0

62
40
65
64
60,5
69
58,7

16,8
24,1
52,8
29,0
19,7
9,3

50,7
69,7
63,6
58,6
51,7
36,3

115
84
75
60
69

130
112
109
92
77

13,0
33,3
45,3
53,3
11,6

60
24,9
36,4
59,4
62,6

27,9
7,4
18,2
7,5
11.2

41,1
27,0
4 2 ,2
18,0
25,2

Fygnte: Behm y colaboradores, Mortalidad en los primeros afíos de vida en
paisa de la América Latina, CELADE, Serie A, Nos. 1024 a lO Jl,
1036 y 1037, San José, Costa Rica. Datos de ruralidad y andfabetismo:
respectivos censos nacionales de población.

rentemente una mayor omisión en el empadronamiento censal en las
poblaciones rurales, en especial en las poblaciones dispersas; en Bolivia,
el diseño de la Encuesta Demográfica utilizada en el estudio excluyó
parte de esta población. Por otra parte, la definición de población urba­
na de los censos incluye a veces poblados que son de tipo rural, pero se
clasifican como urbanos por ser capitales de subdivisiones administrati­
vas. Por último, el carácter retrospectivo del método hace que las muje­
res migrantes del campo a la ciudad, aporten la experiencia de mortali­
dad de sus hijos vivida en su residencia rural al grupo urbano en que son
empadronadas por el censo.
Por otra parte, la clasificación dicotòmica urbano-rural es un modo
muy grueso de subdividir el escalonamiento de diferentes condiciones
de vida que va desde la población rural dispersa hasta la capital del país.
En el estudio del Ecuador fue posible hacer una subdivisión más detalla­
da, que se presenta en el cuadro 3, y que muestra que la mortalidad del
menor de dos años es función inversa del grado de urbanización.
El cuadro 2 incluye información sobre el porcentaje de analfabetis­
mo en la población urbana y en la rural, que muestra la situación más
desmedrada de esta última, coincidente con su mayor mortaUdad. Co­
33

mo se mostrará más adelante, el nivel de instrucción de la mujer está es­
trechamente asociado a la mortalidad temprana del hijo y expUca en
buena parte los diferenciales urbano-rurales que se han descrito.

Cuadro 3
PROBABILIDAD DE M O RIR EN TRE EL NACIMIENTO
Y LOS DOS ANOS DE EDAD, POR TIPO DE
LOCALIDAD. ECUADOR, 1969-1970

L ocalidad ^

Probabilidad de m orir
(por mil)

TOTAL

127

Población urbana

98

G randes ciudades
Ciudades interm edias
R esto urbano

Población rural
Rural concentrada
Rural dispersa

80
114
117

145
134
151

a/ Grandes ciudades: ciudades de Quito y Guayaquil, que superan los
500 000 habitantes.
Ciudades intermedias: núcleos urbanos de 20 a 105 mil habitantes.
Resto urbano: localidades urbanas de menos de 20 000 habitantes.
Rural concentrada: centros poblados de las parroquias rurales y zo­
nas periféricas de las capitales provinciales y cabeceras cantonales.
Rural dispersa: población en el resto de las panoquias rurales.
Fuente:

Behm, H. y Rosero, L., Mortalidad en los Primeros años de
vida en Ecuador, 79(59-7970,CELADE, Serie A, No. 1031,
1977.

Mortalidad del menor de dos años según nivel de instrucción de la ma­
dre
En esta investigación se ha utüizado el número de años de estudio
de la mujer como un indicador de su nivel socio-económico; aunque es­
te indicador no expresa todo el efecto de la clase social sobre la morta­
lidad, es capaz de poner en evidencia contrastes asociados a la condición
34

socio-económica del hogar donde el niño vive 14]. El cuadro 4 y el grá­
fico 2 resumen los resultados principales observados en los países estu­
diados.
Cuadro 4
PROBABILIDAD DE M O RIR ENTRE EL NACIMIENTO Y LOS DOS
AÑOS DE EDAD SEGUN N IV EL DE INSTRUCCION DE LA
M ADRE, PAISES LATINOAM ERICANOS SELECCIONADOS,
1966 - 1970
Probabilidad de morir ( por mil )
P a i s

Años de estudio de la madre
Total
Ninguno

Cuba ài
Paraguay
Costa Rica
Colombia hj
Chile
Rep. Dominicana
Ecuador
Honduras
El Salvador
Guatemala
Nicaragua
Perú cj
Bolivia

1-3

4-6

7-9

46
104
125
126
131
172
176
171
158
169
168
207
245

45
80
98
95
108
130
134
129
142
135
142
136
209

34
61
70
63
92
106
101
99
111
85
115
102
176

29
45
51
42
66
81
61
60
58
58
73
77
l l OdJ

41
75
81
88
91
123
127
140
145
149
149
169
202

• Mortalidad
gmpo “nin­
guno” sobre
10 y “ 10 V más”
más

27
33
32
46
54
46
35
30
44
48
70

3,9
3,8
3,9
20
■3,2
3,8
4,9
5,3
3,8
3,5
-

^

Cifras provisorias de un estudio preliminar hecho con la Encuesta Nacio­
nal de Ingresos y Egresos de la Población, 1974. Los tramos de educa­
ción son 0, 1-5, 6 y 7 años y más.

b/

Los tramos de educación son; 0, 1-3, 4-5, 6-8, 9 años y más

c/

Los tramos de educación son; 0-2, 3-4, 5, 6-9, 10 años y más

d/

Corresponde a 7 años y más.

Se observa que los diferenciales de la mortalidad temprana del niño
según el nivel de instrucción alcanzado por la madre son mucho más
marcados y sistemáticos que los contrastes geográficos. En cada país,
14] Kitagawa, E. y Hausser, P., Differential Mortality in the United States: a
Study o f Socioeconomic Epidemiology, Harvard University Press, 1973.

35

Gráfico 2
PROBABILIDAD DE MORIR ENTRE EL NACIMIENTO Y LOS DOS
AÑOS DE EDAD SEGUN NIVEL DE INSTRUCCION DE LA MUJER,
PAISES LATINOAMERICANOS SELECCIONADOS, 1966-1971

Probabilidad
de morir {por mil)

Fuente: Cuadro 4.
36

cualquiera que sea el nivel de esta mortalidad, el riesgo de morir alcanza
un máximo en los hijos de las mujeres analfabetas, desde el cual descien­
de sistemáticamente a medida que aumenta el grado de instrucción de la
mujer, hasta alcanzar un mínimo en los hijos de las mujeres que han lle­
gado a tener diez años de educación formal. De este modo, la mortali­
dad en el primer grupo respecto a este último es, en general, casi cuatro
veces mayor, alcanzado a cinco veces en Honduras y El Salvador. Cuba
es una notoria excepción: no sólo tiene la mortalidad total más baja
en los países de la América Latina, sino que el contraste entre los gru­
pos extremos de educación de la mujer es el menos marcado (1,6 ve­
ces mayor en el grupo sin educación respecto al que tiene 7 años o
más).
También en los países avanzados se han descrito diferenciales de la
mortalidad temprana del niño (en especial de la mortalidad infantil) se­
gún el nivel de educación de la mujer 15]. Lo importante de nuestros
hallazgos es que estos contrastes en los países latinoamericanos son mu­
cho más marcados y se establecen a niveles de riesgo mucho más altos
que los existentes en los países llamados desarrollados.
El grado de educación de la mujer no identifica, por cierto, la clase
o grupo social al que pertenece, variable que sería del mayor interés en
el análisis del problema que se discute. Pero no hay duda que expresa
en buena parte la posición relativa del grupo familiar en que el niño na­
ce, en una escala de bienestar socio-económico. La población analfabe­
ta, por ejemplo, pertenece sin duda a un grupo social que tiene muy po­
co acceso a los bienes y servicios que son el producto social del traba­
jo del hombre. Viven por ello en un ambiente físico, biológico y social
en extremo hostil al desarrollo normal del niño y a su propia sobrevida.
Los niños nacidos en este grupo tienen un riesgo 10 a 25 veces mayor
que el existente en Suecia, y viven en las condiciones de mortalidad que
existieron en ese país a fines del siglo pasado o en las primeras décadas
de este siglo. Tal es la magnitud del atraso histórico que hoy prevalece
en algunos sectores de población de la América Latina. Para aquilatar
la significación de este hecho, baste mencionar, por ahora, que se ha es­
timado que un tercio de la población adulta de esta región era analfabe­
ta en 1968 16].
Mortalidad del menor de dos años según grupos étnicos
En tres países ha sido posible estudiar estos diferenciales de modo
directo o indirecto. Los resultados se muestran en el cuadro 5.
15]

M acm ahon, B., K ovai, M.G. y Feldm an, J.J., Infant Mortality Rates: Socio­
economic Factor, V ital and H ealth Statistics, Serie 22, N o. 14, N ational
Center for H ealth Statistics, W ashington, m arzo, 1 9 7 2 .

1 6 ] U nited N ations, ECLA, E con om ic Survey o f Latin Am erica,

1973.

37

Cuadro 5
PROBABILIDAD DE M O RIR EN TRE EL NACIMIENTO Y LOS
DOS AÑOS DE EDAD SEGUN EL GRUPO RACIAL DE LA
M UJER. GUATEM ALA, 1968-1969; BOLIVIA, 1971-1972;
ECUADOR, 1969-1970

Probabilidad de morir (por mil)
País

Guatemala a/
B olivia^
Ecuador

a/
b/

cj

Total

Población
indígena

149

173
258
197

202
•

Población no Sobremortalidad en la
población indígena
indígena
(porcentaje)
128
149
143

35,2
73,2
3 7,8

Variable especificadas en el cen so com o “in d ígen a” y “n o in d íg en a ” ,
P oblación ind ígena: aquélla qu e sólo habla lenguas au tócton as (quechua,
aym ará).
Población n o indígena:
aquélla que sólo habla castellano.
P oblación ind ígena: cantones de la sierra con predom inio de p ob lación
in d ígen a en el cen so de 1 9 5 0 . Población n o indígena: cantones de la
sierra don de esta pob lación es m inoritaria.

A pesar de las obvias limitaciones de estos datos, ellos muestran
que los niños nacidos en la población supuestamente indígena de estos
países están sometidos a una mortalidad extraordinariamente alta:
entre un sexto y una cuarta parte de estos nacidos vivos fallece antes de
cumplir dos años de edad. Aunque estos países tienen una mortalidad
en general elevada, el grupo indígena presenta de todos modos una so­
bremortalidad respecto al no indígena. Tales cifras están de acuerdo
con la información dada por el Ministerio de Salud Pública de Guatema­
la, que estima que en 1971 la esperanza de vida al nacimiento por hom­
bres es 61,4 años en el grupo ladino (no indígena) y 45,0 años en el gru­
po indígena. 17]
Estos contrastes de mortalidad no expresan diferencias biológicas,
sino fundamentalmente las condiciones de vida más adversas en que ha­
bitualmente viven las poblaciones indígenas en estos países, como lo
muestran las comparaciones que se hicieron con los indicadores disponi­
bles en los respectivos estudios nacionales.
17]

38

M inisterio de Salud Pública y A sistencia Social, Plan Nacional de Salud:
Diagnóstico, políticas y estrategia, G uatem ala, noviem bre, 1975.

Estratos de población según el nivel de la mortalidad de menores de dos
años
La plena significación de los marcados contrastes de mortalidad
que se acaban de describir, se entiende mejor si se estiman las poblacio­
nes expuestas a ellos, es decir, los nacidos vivos. Con este objeto, en ca­
da estudio nacional se identificaron diversas poblaciones con distintos
riesgos de muerte, utilizando la totalidad de las variables disponibles (di­
visiones geográficas, urbano-rural, años de educación de la mujer). Es­
tas subpoblaciones fueron agrupadas en estratos de mortalidad crecien­
te, en cada uno de los cuales se estimó el número de nacimientos anua­
les y las muertes en los primeros dos años de vida de acuerdo con la pro­
babilidad de muerte del estrato. Los métodos de estimación se descri­
ben en cada estudio nacional.
Estos datos han sido reunidos en el conjunto de 12 países, y se pre­
sentan en el cuadro 6. La probabilidad de morir en los primeros dos
años a partir del nacimiento varía entre estratos desde menos de 40
hasta 160 y más por mil. En la columna 3 se muestra la distribución de
los nacidos vivos anuales por estrato sobre el total de países; en la co­
lumna 4, está la distribución de las respectivas muertes en estas cohor­
tes. Las columnas 5, 6 y 7 describen las características de los nacidos
vivos en cada estrato, en términos de distribución por grado de educa­
ción de la mujer, residencia urbana o rural y proporción de nacimientos
que ocurre en la ciudad capital del país, o en el distrito menor que la
incluye.
Debiéramos advertir que este resumen no es exactamente represen­
tativo de la situación en la totalidad de la América Latina. Están bien
representadas la región andina (Chile, Perú, Bolivia, Colombia) y Centro
América (Costa Rica, Honduras, Guatemala, Nicaragua, El Salvador).
Del Caribe sólo figura la República Dominicana; se excluye Cuba, de ba­
ja mortalidad, y Haití que, por el contrario, es un país de altísima mor­
talidad. No se incluyen dos países con la mayor población de la región
(el Brasil y México), que tienen mortalidades medianamente altas, y
tampoco Argentina, país con menor mortalidad. Se espera que estos
tres países se incorporen al estudio internacional en el presente año.
Venezuela y Panamá no han podido ser considerados porque en su úl­
timo censo no se registró la información sobre hijos sobrevivientes.
Aun con estas restricciones, los datos que se presentan en el cuadro
6 son de la mayor significación. El estudio identifica una población que
tiene una mortalidad temprana del niño que es baja en la América Lati­
na (oscila entre 27 y 37 por mil). Está constituida exclusivamente por
mujeres que han alcanzado una educación media o superior, que es una
situación de privilegio en un continente donde los niveles de educación
son bastante bajos. La casi totalidad de los nacimientos vivos del estra­
to ocurren en el área urbana y el 72 por ciento de ellos corresponde a
39

Cuadro 6
E S T R A T O S D E P O B L A C IO N S E G U N E L R I E S G O D E M O R I R E N L O S
P R IM E R O S D O S A Ñ O S D E V I D A Y C A R A C T E R IS T IC A S D E L O S
N A C ID O S V IV O S P O R E S T R A T O E N 1 2 P A IS E S a /
L A T IN O A M E R IC A N O S , A L R E D E D O R D E 1 9 6 6 -1 9 7 1

E s tr a to d e
m o r ta lid a d

P o r c e n ta je d e l t o t a l
q u e ocurre e n e l
e str a to

P r o b a b ilid a d

D e fu n c io n e s
de m en ores
de dos años

( p o r m il)
N a c im ie n t o s

(3)

(2 )

(1 )

100
M en os
4080 120 160 y

de 4 0
79
119
159
m ás

100

3
20
27
22
28

TOTAL
B aja
M e d ia n a
M e d ia n a m e n t e a lta
A lt a
M u y a lta

(4)

1
10
22
24
43

C a r a c te r ís tic a s d e lo s n a c i d o s v iv o s d e l e s t r a t o
E s tr a to de
m o r ta lid a d

P o r c e n ta je se g ú n
e d u c a c ió n d e la
m u je r llanos )
7 y -1-

Baja
M e d ia n a
M e d ia n a m e n t e a lta
A lta
M u y a lta

4 -6

0 -3

(5)

(1 )
100
36
7
-

49
45
7
4

15
48
93
96

P o r c e n ta je
e n á rea
U r b a n a R u ra l
(6)
98
91
51
41
27

2
9
49
59
73

P o r c e n ta je
e n c a p it a l
d e l p a ís

(7)
72
47
15
10
6

a/

Los países son; Bolivia, Chile, Colombia, Costa Rica, Ecuador, El Salva­
dor, Guatemala, Honduras, Nicaragua, Paraguay, Perú y República Domi­
nicana.

mujeres residentes en la capital del país (o en sus inmediaciones) o en
ciudades mayores. Se trata de un grupo que, a Juzgar por sus caracterís­
ticas, debe presumirse que goza de un nivel de vida ¿ to en cada país y
que por su residencia, debe tener amplio acceso físico y económico a
los centros de atención médica que habitualmente se concentran en las
ciudades mayores. Desgraciadamente, se trata de un grupo minoritario.
40

Las pocas mujeres que en cada país pertenecen a este estrato tienen ade­
más una fecundidad baja -en relación con su mayor grado de educa­
ción-, de tal modo que se estima que sólo el 3 por ciento del total de na­
cidos vivos del conjunto de países pertenece a este grupo. Expuestos a
una mortalidad baja, ellos aportan apenas el uno por ciento de las muer­
tes estimadas en el menor de dos años. En los estudios nacionales de
Solivia, Perú, Nicaragua, Chile y República Dominicana no se identifica­
ron grupos que alcanzaran la baja mortalidad de este estrato; esto no
quiere decir que ellos no pueden existir, pero sin duda tales grupos son
muy minoritarios.
Con todo lo estimulante que sea comprobar que algunos grupos de
población hayan alcanzado en la América Latina niveles de mortalidad
parecidos a los de los países avanzados, es indudable que el carácter ex­
cepcional de estos grupos muestra que la situación existente en la mayo­
ría de la población es muy otra. En realidad, el núcleo del problema de
la mortalidad temprana del niño en nuestra América está formado por
los estratos de alta y muy alta mortalidad. En este último se estima que
ocurre anualmente el 28 por ciento del total de nacidos vivos que, ex­
puestos a un altísimo riesgo de morir (160 por mil o más) contribuyen
con el 43 por ciento del total de muertes en los primeros dos años de
vida. No hay mujeres de alta educación en este grupo; la casi totalidad
son analfabetas o semianalfabetas. El 73 por ciento de estos nacimien­
tos ocurren en las áreas rurales y apenas 6 por ciento en la capital del
país o sus inmediaciones. Este último grupo probablemente correspon­
da a inmigrantes de procedencia rural, que venden su fuerza de trabajo,
no calificada, en condiciones desventajosas en el mercado urbano o bien
desempeñan actividades marginales al sistema productivo.
Si se suman los estratos de alta y muy alta mortalidad, se tiene que
en su conjunto abarcan el cincuenta por ciento de los nacidos vivos y el
67 por ciento de las muertes tempranas anuales. Sigue siendo un grupo
predominantemente rural y de muy baja o nula educación. Debiéramos
agregar que, en los países en que se ha identificado la población indíge­
na, ésta tiene las características de estos dos.estratos de alta mortalidad.
En todo caso, ningún grupo indígena alcanza el nivel menor de mortali­
dad de los primeros estratos del cuadro 6. En el grupo de países estu­
diados, no se han identificado poblaciones con riesgos de morir de 160
a más por mU en Chile, Costa Rica o Paraguay; cabe la misma reserva
mencionada anteriormente.
Comentarios generales
Los resultados de los estudios realizados en 12 países de la América
Latina señalan, en resumen, que predomina en ellos un alto riesgo de
morir en los primeros dos años de vida, aunque la situación es conside­
rablemente heterogénea entre los países. Los hechos indican que en
41

cada país hay también extremas diferencias de mortalidad, siendo gene­
ral la situación de que exista un sector mayoritario en el cual los niños
están expuestos a riesgos muy altos.
El análisis de las características de este sector indica que en todos
los países es aquel que tiene menor acceso al producto del trabajo social
del hombre. El efecto que tiene la distribución desigual del ingreso eco­
nómico sobre la mortalidad ha sido mostrado por Batthacharyya 18].
Este autor comparó la tasa de mortalidad infantil de países donde la
distribución del ingreso se hacía con alta desigualdad con aquellos don­
de esta desigualdad era menor. Encontró que, a iguales niveles de ingre­
so, la tasa de mortalidad infantil era menor en una proporción variable
entre 24 y 35 por ciento en los países con distribución del ingreso me­
nos desigual.
La disparidad con que se reparten los bienes y servicios entre los di­
versos sectores de la población está a su vez determinada por las rela­
ciones sociales de producción que se establecen en el sistema. Este es el
marco estructural e histórico que en último término explica las condi­
ciones en que hoy viven los grupos de alta mortalidad temprana en va­
rios países de la América Latina.
En este marco de referencia, ¿cuál puede ser el alcance de las técni­
cas modernas de prevención y tratamiento de las enfermedades?. Es in­
dudable que el subsistema de salud - principal responsable de la apÜcación de estas técnicas - no puede ser independiente de las características
del sistema social y económico en que está inserto. De este modo, la
situación habitual de los servicios de salud en los países de la América
Latina - con algunas excepciones calificadas - es la que fue, en parte,
resumida en la Reunión de Ministros de Salud de las Américas en
1972 19]: estos servicios no cubren a la totalidad de la población, la
calidad y oportunidad de la atención depende del grupo social a que
pertenece el niño y, por sobre todo, los grupos más expuestos son los
que tienen menor o ninguna atención de salud. No es de extrañar que
en estas condiciones la Investigación Interamericana de Mortalidad en la
niñez 20] haya mostrado en 1968-1970 que la alta mortahdad existente
en los menores de cinco años está asociada a la persistencia de enferme­
dades infecciosas, de la desnutrición y de las causas que son reducibles
por una adecuada atención del embarazo, del parto y del recién nacido.
1 8 ] Batthacharrya, A.K . Income Inequalities and
View, P opulation Studies, V ol. 19, m arzo, 1975

Fertility:

A Comparative

1 9 ] O rganización Panamericana de la Salud. Plan Decenal
Américas. D ocu m en to O ficial N o. 1 1 8 , en ero, 1973.

de Salud para las

20]

Puffer, R.R. y Serrano, C, Características de la mortalidad en la niñez.
Organización Panamericana de la Salud, publicación cien tífica N o. 262,
1973.

42

El problema no es de falta de conocimiento para cambiar esta situa­
ción, sino radica en la capacidad real de aplicarlo irrestrictamente a toda
la población, con prioridad a aquellos sectores donde el riesgo de enfer­
mar y morir es mayor. Los determinantes históricos y estructurales de
la mortalidad temprana operan en dos sentidos.. Por una parte, hacen
que prevalezcan condiciones adversas a la vida del niño en los sectores
de población que están más desposeídos, condiciones que las técnicas
médicas no pueden modificar de modo fundamental por sí solas dado
que la atención médica no es la respuesta a la miseria. Por otra parte,
imponen restricciones severas a los sistemas de salud en cuanto a su ca­
pacidad para hacer llegar sus beneficios a toda la población, superando
barreras físicas, económicas y sociales.
Aun con estas limitaciones, no hay duda que el progreso técnico en
la prevención y tratamiento de las enfermedades es uno de los factores
que explican las reducciones observadas de la mortalidad en el Tercer
Mundo. La información disponible muestra que ella ha sido más acele­
rada que la que hicieron los países actualmente desarrollados cuando
tenían niveles similares de mortalidad en el siglo pasado. Como lo he­
mos analizado en otra oportunidad 21 ], es posible reducir una mortali­
dad muy alta con medidas de control de aplicación relativamente sim­
ple. Pero su baja mantenida requiere la implementación de un sistema
de salud de relativa eficiencia y de la superación de condiciones de vida
en extremo adversas. Estas dos condiciones son precisamente las que
no se dan en los grupos que el presente estudio ha identificado como de
alta mortalidad temprana en la América Latina.
El problema que se discute tiene significación demográfica porque
el curso futuro de la mortalidad dependerá en gran medida de los
progresos que se hagan en reducirla en los primeros años de vida. Es
también un problema de salud que muestra el dramático contraste entre
la magnitud del conocimiento existente para evitar enfermedades y
muertes y las restricciones en su aplicación efectiva a toda la población.
Por sobre todo, es un problema humano que expresa las deficiencias
de las sociedades que el hombre ha sido capaz de formar, a causa de las
cuales muchos de ellos pagan el precio más alto que es dable imaginar:
la vida de sus propios hijos.
Como se ha dicho, se espera que durante 1978 se incorporen al es­
tudio internacional de la mortalidad en los primeros años de vida que
desarrolla CELADE la mayoría de los restantes países latinoamericanos.
Ello permitirá un análisis más completo de la situación regional y un
estudio más acabado de los factores que la expliquen.
21 ] B ehm , H„ G onzález F. y Tapia R. Action Programs to Reduce Mortality in
Developing Countries, lU SS P International P opulation C on feren ce, Liege,
1973.

43

Conviene subrayar finalmente, que de acuerdo a la experiencia re­
cogida por CELADE, el método indirecto de estimación de la mortali­
dad temprana de Brass (variante Sullivan) ha permitido un análisis más
completo de la situación de esta variable que el que se podría realizar a
base de las estadísticas de registro, particularmente porque hizo posible
el uso de variables socio-económicas, que son las de mayor trascenden­
cia práctica. Todo indica la conveniencia de que en los censos de 1980
los países incorporen las preguntas pertinentes en la boleta censal, se
preocupen de mejorar la calidad de los datos básicos y utilicen plena y
oportunamente las posibilidades analíticas que ellos ofrecen.

44

LA FECUNDIDAD DE LAS MUJERES MIGRANTES Y
NATIVAS DE ASUNCION EN RELACION CON LAS
OPORTUNIDADES DE TRABAJO
JohannaNoordam
THE FERTILITY OF FEMALE MIGRANTS AND NATIVE
BORNS OF ASUNCION IN RELATION WITH JOB
OPPORTUNITIES
SUMMARY
Many capitals in Latin America owe an important part of their
urban growth to migration patterns of the rural-urban type. Their
socioeconomic structure determines the composition and social
characteristics of the migration stream whose magnitud and compo­
sition, on their turn, determine important part of the demographic
and social structure of the place of destination.
Within this general framework, two aspects of demographic
change in the case of Asuncion (Paraguay) are studied: nuptiality
and fertility. First, a general picture is given of the process of urban
growth, the relative lack of industrialization, the attraction on fe­
male migrants especially, and job opportunities available to them.
Next, hypotheses on reproductive behaviour are worked out that
seem most appropriate with respect to the women as a whole, and
with respect to the native borns and migrants, separately. The over­
all picture suggests that the process of adaptation of the migrants to
the capital norms is slow.

INTRODUCCION
La preocupación por el rápido crecimiento urbano en los países
de la América Latina ha dado origen a muchos estudios que aclaran di­
versos aspectos del fenómeno. Entre ellos, la migración es uno de los
más elocuentes, tanto por su visibilidad como por sus repercusiones en
la estructura social de las ciudades. En el flujo migratorio se distinguen
varios factores relacionados con su composición demográfica que influ45

yen, cada uno a su manera, en el desarrollo de la población urbana; al­
gunos tienen consecuencias inmediatas en el aumento de la población
del lugar de destino, otros continúan manifestándose a más largo plazo,
como es el caso de la estructura de edades, la relación de masculinidad y
la fecundidad de los migrantes. Esta última, que será el objeto de nues­
tro estudio, ya se ha analizado muchas veces, a causa tanto de su impor­
tancia en el crecimiento de las ciudades, como de su influencia en el es­
tudio de los mecanismos por los cuales la fecundidad tiende a disminuir.
Los estudios sobre la fecundidad de los migrantes de algunas ciu­
dades han llegado a conclusiones contradictorias. Por ejemplo, en algu­
nas ciudades del Brasil (Hutchinson, 1961) y en San José, Panamá y
Río de Janeiro (Miró y Rath, 1966), la fecundidad de las migrantes es
más alta que la de las nativas, mientras que en otras, como Puerto Rico
(Myers y Morris, 1966) y Santiago (Elizaga, 1970), la relación es inver­
sa. Si bien es cierto que estos resultados opuestos pueden deberse en
parte a la insuficiencia y a la incompatibilidad de los datos, es probable
que sean los procesos de selectividad y las diferencias de la estructura
social del lugar de destino, los causantes de patrones intrínsecamente
distintos. Por lo tanto, para llegar a entender aquellos mecanismos, ha­
brá que revisar las distintas hipótesis que explican el fenómeno a la luz
de la estructura social específica que los ha originado.
A grandes rasgos, las hipótesis generalmente consideradas son de
dos tipos. Las primeras sostienen que la fecundidad diferencial entre
migrantes y no migrantes es el resultado de la influencia aditiva del gru­
po de origen y del nuevo grupo de pertenencia. En este proceso, que
puede denominarse de adaptación, los migrantes se adaptan en parte a
las normas de su nuevo ambiente, conservando por otro lado algunas
normas y valores de su lugar de origen. El resultado, en lo que a la fa­
milia se refiere, será un número de hijos intermedio entre el del área de
origen y el del área de destino. Si el movimiento migratorio se conside­
ra un caso específico de movilidad general, es conveniente mencionar el
estudio de Boyd (1973), que estima que el modelo aditivo explica satis­
factoriamente la fecundidad de mujeres que han experimentado una
movilidad social inter o intrageneracional en tres casos de los cinco que
somete a análisis; San José, Panamá y Caracas. El proceso de adapta­
ción puede ser muy lento, como Goldberg (1959) encuentra, entre mu­
jeres cuyos padres fueron migrantes y que todavía, en la segunda gene­
ración, mostraban una fecundidad distinta a la de las mujeres cuyos pa­
dres ya habían nacido en el lugar.
Las hipótesis del segundo tipo consideran la posibilidad de un
proceso interactivo, en que el hecho mismo de la movilidad influye so­
bre el comportamiento. Según esta interpretación, los migrantes ten­
drían un comportamiento de innovación y no de adaptación. Varios
autores han puesto a prueba hipótesis de este género en la América Lati­
na. En el artículo ya mencionado, Boyd (1973) encuentra un efecto de
46

ia movilidad misma en México y, parcialmente, en Bogotá. Martine
(1974) y Macisco et a/ (1970), entre otros, proponen explicaciones más
específicas. El primero, basándose en datos de Buenos Aires, San José
y Bogotá, supone que las migrantes que llegan solas tienen aspiracio­
nes de ascenso social y que para realizarlas, están dispuestas a postergar
el matrimonio y tener menos hijos. Estas mujeres aceptarían las normas
de conducta de la ciudad, incluso “exagerando” , de acuerdo con su
stati4s social. Podría hablarse en este caso de una socialización anticipatona. Según la misma hipótesis, las mujeres que llegan con sus padres o
con sus maridos no están tan expuestas a la dinámica “estratificatoria”
urbana y conservan por más tiempo las normas adquiridas por ellas mis­
mas o inculcadas por su madre en el lugar de origen, lo que se traduce
en una fecundidad mayor que la de las mujeres que llegaron solas. Ma­
cisco et al (1970) llegan a una conclusión parecida en Puerto Rico. La
composición del grupo migrante femenino según su estado civU y su re­
lación con el jefe de familia al momento de llegar, explicaría los patro­
nes distintos encontrados en las ciudades a que hicimos referencia. Lla­
ma la atención el que no se tome en cuenta la aspiración de la familia
migrante a través del jefe de familia, y que se presuma que es la mujer la
que por sí sola decide el número de hijos. Aun con esta restricción, es
importante destacar la posibilidad de un descenso de la fecundidad co­
mo consecuencia de un cambio de posición de la mujer (que da a esta
hipótesis un alcance también fuera del área de la migración).
Si bien a nivel individual pueden existir aspiraciones y nonnas, no
hay que descartar la influencia de la migración masiva que forma parte
de la interacción y que no permite que la movilidad sea fuente de inno­
vación activa. Este es al menos el mecanismo que Gutiérrez (1973)
menciona para el caso de Bogotá: un efecto “disruptivo” de la migra­
ción masiva, tanto a nivel social como a nivel individual. Asimismo Lamounier (1975) encuentra en tal disrupción la explicación del compor­
tamiento en una pequeña ciudad del Brasil (Sao José dos Campos), pero
de crecimiento igualmente rápido. El crecimiento es tal, que los mi­
grantes que llegan no pueden incorporarse a la vida de la ciudad: más
bien la corriente masiva rompe lo existente. En el caso de Bogotá esto
ocurre en ciertas capas sociales, mientras que en Sao José dos Campos,
Lamounier lo considera total. Es notoria la existencia de un período de
crisis que surge de una desorganización social que, a nivel personal, crea
una inseguridad emocional que hace difícil organizar la vida según las
normas adquiridas en la familia de origen. En cuanto a la familia, este
desequilibrio se ve reflejado, en el caso de Bogotá, en la inestabilidad de
las uniones y en el establecimiento de relaciones pasajeras que terminan
en un hijo.
Creemos que ambos tipos de explicación tienen validez en cir­
cunstancias propias, y que la explicación correcta del fenómeno depen­
de de cada estructura social y económica particular. A fin de aclarar es­
te punto, examinaremos algunos supuestos de cada hipótesis.
47

El modelo aditivo, que explica el comportamiento reproductivo
de los migrantes en función de las normas adquiridas en los lugares de o­
rigen y de destino, supone una posibilidad de integración de la mayoría
de los migrantes a la estructura social propia del lugar de destino. Im­
plícitamente, la hipótesis de la movilidad social, que es un aspecto del
modelo interactivo, se refiere a un ambiente en que la estructura econó­
mica ofrece a la mujer posibilidad de trabajo que la conducen a una ele­
vación de su status y que al mismo tiempo la llevan a restringir su fecun­
didad. Gendell (1970) y Hass (1972), han indicado ya que esta cadena
causal no siempre es la explicación más probable de una baja fecundi­
dad de las mujeres que trabajan, utilizando el ejemplo de las empleadas
domésticas. Si bien es cierto que para muchas mujeres que llegan del
campo, el convertirse en empleadas domésticas representa un considera­
ble ascenso social, la baja fecundidad que ellas muestran se debe no tan­
to a sus aspiraciones como a la incompatibilidad entre los hijos y ese ti­
po de trabajo. La restricción de la paridez en este caso es más bien con­
secuencia de una adaptación muchas veces involuntaria. En el caso de
una estructura social y económica en la que las mujeres encuentran tra­
bajo en su gran mayoría como empleadas domésticas, habrá que consi­
derar con reserva la hipótesis de la movilidad social. La hipótesis de disrupción social, otro aspecto del modelo interactivo, que lleva a un com­
portamiento de crisis que podríamos denominar de innovación pasiva.
se ha generado en ciudades en las que algunos sectores han experimenta­
do un crecimiento tan rápido que incluso afecta profundamente la es­
tructura social original.
Según los supuestos hasta aquí mencionados, el volumen relativo
de la migración permite explicar algunos aspectos del comportamiento
de los migrantes. Sin embargo, interviene además una serie de factores
relacionados con el lugar de destino y con la composición del flujo mi­
gratorio, que pueden cambiar radicalmente los tipos de explicación.
Uno de ellos, relacionado con la composición del grupo migrante, debe
ser detallado por la gran influencia que tiene en el comportamiento que
nos interesa: la composición por sexo. Al respecto. Bogue (1969) sos­
tiene que el desarrollo de una corriente migratoria pasa por una serie de
fases. En un comienzo, la migración implica un riesgo porque significa
establecerse en un ambiente desconocido. Generalmente predominan en
esta fase los hombres adultos jóvenes. Más tarde, la migración tiende a
institucionalizarse: el migrante llega a un ambiente ya conocido y en
esta fase llegan también contingentes de mujeres. En muchos países, e­
llas incluso terminan por predominar. Cabe agregar que el desarrollo de
este patrón estará relacionado con las oportunidades que brinda la ciu­
dad de destino. Una expansión económica, generalmente en el área in­
dustrial, dará lugar a un crecimiento del flujo migratorio, en primer lu­
gar de hombres, y la demanda originada en este crecimiento urbano
conducirá a una segunda fase en la que predominarán las mujeres (ver
Alberts, 1974). En varias capitales de la América Latina, Asunción
(Censo de 1962), Tegucigalpa (Encuesta Demográfica Nacional, Hondu­
48

ras, 1972), Santiago (Elizaga, 1970), Montevideo (Altez et al, 1974), Li­
ma, Caracas, San Salvador, Río de Janeiro, Sao Paulo (Alberts, 1974)las mujeres predominan entre los migrantes y, por ende, en la población
total. En muchas ciudades este desequilibrio entre los hombres y las
mujeres migrantes existe desde el grupo de cinco a nueve años de edad.
Este hallazgo, que no puede explicarse por una natalidad diferencial, ha­
ce pensar que ya a edades muy jóvenes, las niñas son mandadas a la ca­
pital para ser criadas por familias que al mismo tiempo las emplean (ver
también Alberts, 1974). En el caso de varios países desarrollados en
que se encontró el mismo hecho, se ha sostenido que los migrantes lle­
van consigo a sus hijas pequeñas y dejan a sus hijos para trabajar en el
campo (ONU, 1973). Esta explicación parece menos aceptable en el
contexto latinoamericano.
El predominio de mujeres, que puede representar para éstas una
dificultad para encontrar marido, viene a llevar a una postergación invo­
luntaria del matrimonio, no relacionada con aspiraciones de movilidad
social. Otro resultado de este desequilibrio es la facilidad que tiene el
hombre para cambiar de compañera, lo que acorta el período de exposi­
ción al riesgo de embarazo de las mujeres. Este comportamiento se ve
favorecido en casos como el que describe Gutiérrez (1973) en Bogotá,
en donde las mujeres tratan de escapar a su inestabilidad emocional re­
fugiándose en un papel conocido: el de madre. En otro caso, como o­
curre en el Caribe, el desequilibrio originado por la fuerte emigración
masculina ha dado lugar a una verdadera institucionalización de las re­
laciones de visita, que permite que los hombres circulen entre varios ho­
gares que son sostenidos por las mujeres y sus hijos. La fecundidad que
resulta es baja en relación con las mujeres, pero alta en relación con los
padres. Marino (1964) sostiene incluso que la fecundidad observada lle­
ga casi a su nivel máximo, dado el índice de masculinidad.
Estos ejemplos indican que parte del comportamiento reproducti­
vo es resultante de la dinámica poblacional misma y de la estructura so­
cial que la origina. Las características de cada caso específico determi­
narán en forma importante lo que podemos esperar en cuanto a ese
comportamiento.
Aplicando lo antes expuesto al caso concreto de la migración ha­
cia Asunción (Paraguay), nos detendremos en el crecimiento y las opor­
tunidades económicas a base de datos censales, profundizando luego,
con datos de una encuesta, la relación que guardan estos aspectos con la
fecundidad y la edad al casarse. No disponemos de datos que permitan
seguir a las familias en su proceso de adaptación. Aun así, buscaremos
apoyo para las hipótesis alternativas de adaptación y de innovación, esta
última dividida en dos hipótesis de movilidad social y una de inestabili­
dad.
49

Datos y Medidas Usadas
Los datos provienen de la encuesta de migración de Asunción rea­
lizada en 1972 por el Centro Paraguayo de Estudios Sociológicos, con la
asesoría del CELADE. Se usó un cuestionario aplicable a las personas
que residían en viviendas particulares, que se seleccionaron de una
muestra sistemática. Los datos están almacenados de tal manera, que
por el momento se dispone solamente de las características propias de
cada persona y no, por ejemplo, en el caso de las mujeres, de los datos
del marido.
Para el presente análisis se han usado los datos de las mujeres de
15 a 49 años, o sea, las mujeres en edad fértil. Algunos de los datos
provienen de toda la muestra y se comparan con el censo de 1962 y la
muestra censal del 10 por ciento de 1972 (OMUECE) 1].
Las medidas usadas merecen algunos comentarios porque se deri­
van de preguntas sencillas, sin preguntas de control, dado que no forma­
ban el propósito primitivo del estudio. En cuanto al estado civil, se co­
noce el actual; no se sabe si se trata de una primera unión, o si la mujer
se casó con el que ya era su conviviente. La edad al unirse se refiere a la
primera unión; sin embargo, con el tiempo se hace más probable que la
mujer omita, por ejemplo, una unión consensual que precediera a un
matrimonio. El número de hijos se refiere al total tenido durante toda
la vida, sin distinguir entre uniones sucesivas, ni con referencia a la edad
de la madre al tener los hijos. Nos limitaremos a considerar el número
de hijos tenidos por mujer, que para los propósitos de este artículo, que
quiere hacer una comparación de niveles, no parece una limitación pro­
hibitiva.
La migración está medida en forma muy precisa y de varias mane­
ras. Se usa la fecha de la última llegada a Asunción y se considera la e­
dad y el estado civil al llegar a la capital. Con estas dos últimas variables
se construye una nueva con cuatro categorías; 1) llegó antes de los 15
años como “soltera joven” ; 2) llegó después de los 15 años “no en unión” ;3 ) llegó en unión; 4) no migró. Con esta variable se comprueba
la hipótesis acerca de las aspiraciones de movüidad social. La categoría
dos: “llegó después de los 15 años y no en unión” , sería la más incenti­
vada, según el esquema de Martine (1974), para adoptar un comporta­
miento innovador y tendría por consiguiente una fecundidad más baja
que las otras dos categorías de migrantes, que llegaron probablemente
con sus padres (categoría uno) o que acompañaron a su marido (catego­
ría tres). También se da la información según la edad al llegar, que es
más usual en el análisis de la fecundidad diferencial entre migrantes.

1]

50

OMUECE (O peración Muestras Censales): con ju n to de d atos censales com ­
parativos que creó el CELA DE a base de las m uestras censales que están a
su disp osición . Abarca lo s cen sos de 1 9 6 0 y 1 9 7 0 .

Algunas Características de la Población de Asunción
Crecimiento
La población censada en 1972 ascendió a 386 280 personas, lo
que representa un aumento del 26,6 por ciento con respecto a 1962.
La ciudad es relativamente pequeña y su crecimiento no ha sido tan rá­
pido como el de otros centros urbanos de la América Latina (Di Filip­
po, 1975). Esto concuerda con la tardía y baja urbanización del Para­
guay, que es uno de los cuatro países latinoamericanos (los otros tres
son Bolivia, Haití y El Salvador) donde el proceso de urbanización to­
davía no ha empezado (Gatica, 1975). Paraguay está muy poco urbani­
zado. En 1970 sólo el 21 por ciento de la población residía en ciudades
de 20 000 habitantes o más, contra el 15,5 por ciento en 1950 (Gatica,
1975). Aunque el crecimiento de la capital no es muy rápido, la tasa a­
nual, que entre los censos de 1950 y 1962 llegaba a un 3,3 por ciento
(Di Filippo, 1975), es lo bastante alta como para suponer que la migra­
ción tiene importancia en él. En efecto, el censo de 1962 contiene da­
tos que hacen ver que el 50,8 por ciento de la población residente en el
momento del censo no había residido permanentemente en la ciudad.
Estos migrantes provienen principalmente de áreas rurales y semi-urbanas, ya que, por la primacía de Asunción -según el Censo de 1962, ha­
bía una sola ciudad de más de 20 000 habitantes en el país (CELADE,
1971)-, es improbable que provengan de otras ciudades.
Actividad económica
El nivel de industrialización de Asunción es bajo. Los datos cen­
sales de la población económicamente activa, según ramas de actividad,
que aparecen en el cuadro 1, indican que en 1972 el 3,7 por ciento tra­
baja en la industria intermedia y mecánica y un 14 por ciento adicional
en la industria tradicional. El sector que más ha crecido desde 1950 es
el terciario, que ha alcanzado una posición cada vez más destacada co­
mo fuente de trabajo; en 1950 empleaba el 56,0 por ciento de toda la
población activa, proporción que sube a más o menos 61,4 en 1962 y a­
proximadamente a un 71,0 por ciento en 1972 2]. Esta estructura de
actividad, cada vez más orientada hacia el sector de servicios, es poco a­
lentadora en cuanto al futuro inmediato y promete pocas posibüidades
de trabajo productivo. La alta proporción de personas empleadas en los
servicios personales es indicativa de poca dinámica.
Indices de masculinidad
Como la industria moderna es casi inexistente y la capital ya ha
venido recibiendo a migrantes durante mucho tiempo, se puede esperar
2]

En lo s últim os d os datos h em os distribu id o, con fin es de com parabilidad,
la categoría que con tien e “ actividades n o claram ente especificad as” .

51

Cuadro 1
ASUNCION: POBLACION ECONOMICAMENTE ACTIVA
SEGUN RAMA DE ACTIVIDAD Y SEXO, CENSOS DE
1950, 1962 a] Y 1972 b]

Censo 1950
. , Hom-Mujebres res

Rama

Industria tradicional ..............
Industria inter­
media ..............
Industria mecaConstrucción ..
Transporte .....
Agricultura ....
Suministro de
electricidad, a­
gua, etc...........
Comercio ......
Bancos, seguros, etc...........
Administración
pública y de­
fensa ..............
Servicios personales..........
Otros servicios
Actividades no
especificadas..
Proporción económicamente activa de la
población to­
tal ..................

Censo 1962
Hom- MujeTotal bres res

|
1

Censo 1972
Hom-MujeTotal bres res
14,0 12,6 16,3

[
1 25,28,7
'

24,9

9,0 13,4
5,8 8,3
3,9 4,8

0,2
0,9
0,5

0,6 0,9 0,2
15,5 14,4 17,8

21,^1 20,0 24,4
6,9 10,3
4,9 7,0
2,6 3,5

0,0
0,8
0,1

0,7 1,1 0,0
14,3 13,7 15,5

2,7

3,5

1,3

1,0

1,6

0,0
0,0

7,4 11,8
5,9 8,7
1,9 2,9

1,3

0,2

0,8 1,3 0,2
14,6 14,0 15,8
4,1

1,3

12,2 17,2

3,9

3,0

39,9^131,9 55,7

14,6 . 3,0 37,4
30,2“J35,9 18,8
4,1

40,5 56,5 25,9

5,2

1,9

40,1 54,8 27,3

20,6 , 8,4 41,4
8,eej 5,0 14,5
6,8

8,7

3,7

39,8 53,5 27,8

a ] D atos tom ados de la m uestra del 4 ,9 por cien to del cen so, elaborada en el
CELADE.
b ] D atos tom ad os de la m uestra del 10 por cien to , elaborada en el CELADE
(OM UECE).
e l Industria sin especiñear.
d ] La categoría de “ servicios” inclu ye ban cos, adm inistración pública, servicios
personales y otros servicios.
e ] La categoría de otros servicios incluye bancos y adm inistración pública.

52

en el flujo migratorio un predominio de mujeres. En los censos de 1962
y 1972 se enumeraron sólo 88 hombres por cada 100 mujeres, propor­
ción que es aun menor entre los migrantes. Además, cuanto menor es el
tiempo de residencia en la capital, tanto más desequilibrada es la rela­
ción entre el número de hombres y el de mujeres (cuadro 2).
C uadro 2
IN D I C E S D E M A S C U L I N I D A D D E L A P O B L A C I O N T O T A L Y
D E L O S M IG R A N T E S . A S U N C IO N , E N C U E S T A
1 9 7 2 Y C EN SO 1 9 7 2

T i e m p o d e r e s id e n c ia

E n c u e sta

Población total

8 6,7

In m ig r a n te s

C en so 1 9 6 2

8 8,0

6 9 ,2

7 1 ,7

, 6 3 ,1

0 a ñ o s d e r e s id e n c ia
I - 4 años
5 - 9 años
10 años o m ás

5 6 ,7
6 9 ,3
7 7 ,4
7 4 ,9

) 7 4 ,8

í

En vista de las oportunidades económicas, esto podría indicar
que, en las condiciones existentes, la capital se hace cada vez menos a­
tractiva para los hombres. Al aislar a los migrantes de corta edad (hasta
C uadro 3
IN D I C E S D E M A S C U L I N I D A D S E G U N C O N D I C I O N D E
M IG R A N T E , P O R G R U P O S Q U IN Q U E N A L E S D E E D A D E S ,
A S U N C IO N , E N C U E S T A 1 9 7 2

E dad

TOTAL
0
5
10
15
20
25
30
35
40
45

- 4
9
- 14
-19
- 24
- 29
- 34
- 39
- 44
- 49

años
años
años
años
años
años
años
años
años
años

T o d a la p o b l a c i ó n

N o m ig r a n te s

M ig r a n te s

86,7

101,2

69,2

1 0 5 ,5
1 0 0 ,3
1 0 5 ,5
8 3 ,3
9 3 ,6
7 3 ,4
8 0 ,7
7 4 ,3
8 1 ,0
7 5 ,9

1 0 6 ,1
1 0 3 ,8
1 2 3 ,8
9 7 ,9
1 0 9 ,3
9 1 ,1
9 6 ,3
7 9 ,3
1 0 0 ,0
6 8 ,1

9 1 ,9
9 2 ,0
6 8 ,6
5 3 ,6
6 5 ,8
7 0 ,7
6 0 ,9
6 5 ,9
5 0 ,0
8 1 ,7

53

10 años) que llegaron principalmente con sus padres, se observa que en
las edades de mayor actividad económica la M ta de hombres es muy
marcada. (Véase el cuadro 3).
La población nativa muestra una proporción de hombres relativa­
mente normal, salvo algunas excepciones en los tramos de 10 a 14 y de
35 a 39 años. Esto parece indicar que la emigración desde la capital no
es muy diferencial por sexo y que gran parte de las causas del desequili­
brio se debe a los imnigrantes.

Estructura de edades
En la población migrante no sólo hay más mujeres que hombres;
también la distribución por edades es distinta (cuadro 4). Las mujeres
migrantes se concentran en mayor proporción que los hombres en las e­
dades de 15 hasta 29 años (34,2 y 30,7 por ciento respectivamente),
mientras que los hombres aparecen en mayor proporción en las edades
de menos de 15 años (15,9 por ciento, contra 13,7 por ciento de las
mujeres). Estas diferencias existen también en la población nativa y,
por lo tanto, se reflejan en toda la población, de manera que la edad
media también es distinta: las mujeres tienen en promedio 27,7 años,

Cuadro 4
DISTRIBUCION DE LA POBLACION POR GRUPOS
QUINQUENALES DE EDADES, SEGUN SEXO Y CONDICION
DE MIGRANTE. ASUNCION, ENCUESTA 1972
r.dad
Total
0
5
10
15
20
25
30
35
40
45
50
55
60

- 4
- 9
- 14
- 19
- 24
- 29
- 34
- 39
- 44
- 49
- 54
- 59
y más

11,8
12,1
13,5
12,9
9,4
6,7
5,6
4,7
5,4
4,5
4,3
2,9

6.2

Edad promedio
25,4
Edad pro­
medio de
la pobla­
ción de 15
anos o más 33,2

Total de
casos (2 704)

54

Hombres
Nativos
17,1
15,9
16,6
13,8
8,9
5,4
4,5
2,7
3,3
2,7
2,7
2,3
3,8

Migrantes

Total

2,6

9,5
10,5

5,4
7,9
11,4

10,2

11.1

13,4
9,7

9,1
7,4

8,0
6,0

8,9
7,7
7,0
4,0

5,5
5,7
5,2
4,2
3,2

20,2

34,2

32,7

(1 718)

8,2

Mujeres
Nativas
16,3
15,5
13,6
14,3

8,2
6,0

4,8
3,4
3,4
4,1
2,9

Migrantes
1,3
4,4

8,0

12,4
11,5
10,3
7,5
7.9

8,6

2,2
5,4

6,5
5,8
4,4
11,3

27.7

22,1

34,6

38,9

36,7

34,4

38,5

(986)

(3 119)

(1 697)

10,1

8,0

(1 422)

contra 25,4 años para los hombres. El sentido y la magnitud de la dife­
rencia se mantienen en la población de 15 años y más.

Actividad económica de las mujeres
Nos referimos a la actividad económica de la mujer por cuanto es
im factor que se considera de gran importancia para la fecundidad. En
comparación con toda la población femenina, hay una mayor propor­
ción de migrantes de 12 a 25 años que trabajan. Llaman especialmente
la atención los altos porcentajes de mujeres migrantes activas en las eda­
des de 12 a 14 años y de 15 a 24 años que llegaron recientemente (cua­
dro 5, col. 5). Parece, entonces, que gran parte de las mujeres jóvenes
llegan para trabajar, y las mujeres de más edad son, en una mayor pro­
porción, acompañantes de otras personas. El bajo índice de masculinidad encontrado entre los 10 y los 14 años parece explicarse por el alto
porcentaje de mujeres jóvenes migrantes que ya trabajan.
Las migrantes activas se concentran principalmente en el servicio
doméstico. Incluso, ésta parece ser la puerta de entrada a la ciudad, ya
que el 73 por ciento de las mujeres activas que llegaron durante los últi­
mos cinco años declararon ejercer esa actividad. En la categoría de muCuadro 5
PORCENTAJE DE MUJERES QUE TRABAJAN
(ACTIVAS), SEGUN EDAD ACTUAL. ASUNCION,
ENCUESTA 1972

Edad actual

Toda la
pobla­
ción Total

Menores
de 15
años

(1)

(2)

(3)

21,6

Migrantes
Mayores
de 15
años

Llegaron en
los últimos
cinco años

(4)

12-14 años
15-24 años
25-34 años
35-44 años
45-54 años
55 y más años
Total 12 años
O más

42,3
57,0
48,0
41,2
19,9

43,2
56,3
55,7
48,5
41,5
19,7

43,2
50,2
63,2
51,9
40,0
29,6

48,4
47,9
41,3
16,6

40,5

45,8

49,4

43,0

Número de
casos

(951) (594)

(276) “ 1

(298) “ 1

a]

66,2

(5)

47,2
65,2
48,0
48,5
42,9

11,1
54,2

(179)

Faltan veinte casos no especificados entre las dos categorías.

55

jeres que llegan principalmente para trabajar, o sea entre los 15 y 24
años, esta proporción sube más aun, pues alcanza a un 81 por ciento
(cuadro 6). Es notable la disminución en importancia del servicio do­
méstico cuando los años vividos en la capitd aumentan (columna 6).
Dado el número absoluto de personas en esta condición, podría pensar­
se que las mujeres que tienen otras ocupaciones siguen trabajando en
mayor proporción, y no que las empleadas domésticas cambian de ocu­
pación después de algunos años. Si este último fuera el caso, podría
existir un tipo de ascenso social, dado que el servicio doméstico es una
forma de trabajo de muy baja calificación.
C uadro 6
PROPORCION DE M U JERES ACTIVAS QUE
TRA BA JA N EN EL SERV ICIO DOMESTICO. ASUNCION,
ENCUESTA 1972
Migrantes
las
muje­
res

Total

(1)

(2)

Todas las mu­
jeres
34,7
15-24 años
55,4

42,7
69,6

No. de Casos (951)

(594)

Edad

a]

15 años
(3)

Llegadas
Mayores de .
Ultimos Hace más
15 años
5 años de 5 años
(4)

(5)

(6)

48,2
71,9

39,3
69,7

72,6
81,1

29,9
55,3

Í2 7 6 /1

Í2 9 S /1

(179)

(415)

Faltan veinte casos no especificados.

Efectos en la Nupcialidad
En la población total de más de 15 años existen, según la encues­
ta, aproximadamente 80 hombres para cada cien mujeres (cuadro 3),
que son además más jóvenes que éstas (cuadro 4), lo que sin lugar a du­
das repercute en la nupcialidad. Probablemente la situación sea más
dramática aim, dado que parte de los migrantes llegan en unión 3], lo
que hace pensar que la relación entre hombres y mujeres en condiciones
de unirse sea más desfavorable para estas últimas.
Una indicación de la nupcialidad y estabilidad de uniones es dada
por las proporciones de mujeres de cada estado civil a las edades com­

al
56

Se usan los términos “unión” y “unida” para referirse a uniones legales y
consensúales.

prendidas entre los 45 y los 49 años. En el cuadro 7 se observa que el
10 por ciento de ellas han quedado solteras y un 23 por ciento adicional
tienen su (última) unión disuelta. En cambio, están unidos el 93 por
ciento de los hombres de 50 a 55 años 4]. Dado que el número absolu­
to de hombres y mujeres unidos de la muestra es casi igual, se puede
pensar que estas diferencias indican que efectivamente casi no existe la
posibilidad de una mayor nupcialidad. Probablemente una alta propor­
ción de los hombres vuelve a unirse con mujeres más jóvenes, ya que
prácticamente no existen hombres que declaren su unión disuelta. En
comparación con la situación de otras Capitales de la América Latina (si­
tuación en 1963-64, Encuesta PECFAL-Urbano 5]^ el porcentaje de u­
niones disueltas es relativamente alto, sólo comparable al de Bogotá.

C uadro 7
D IS T R IB U C IO N D E H O M B R E S D E 5 0 -5 4 A Ñ O S Y D E
M U J E R E S D E 1 5 - 4 9 A Ñ O S , S E G U N E S T A D O C I V IL
Y E S T A D O M IG R A T O R IO .

Estado mi­
gratorio y

N a tiv a s
M ig r a n te s
M u je r e s
H o m b re s

S o lte ro s

C asados

b]

a]

a]

Separados Número
de
d iv o r c ia -

U n id o s

a]

T o ta l de m u ­
je r e s

F .d a d

A S U N C IO N , E N C U E S T A 1 9 7 2

d o s , v iu d o s
b]

b]

1 5 -4 9

47

47

36

36

8

8

9

9

1 5 -4 9
1 5 -4 9

54
40

52
45

35
37

32
37

3
12

8
9

8
11

8
9

4 5 -4 9
5 0 -5 4

10
6

57
78

10
15

casos

b]

a]

23
1

1 665
74 7
918
162
116

a] Proporción sin estandarizar.
b] Estandarizado según la distribución por grupos quinquenales de edades de
todas las mujeres de 1549 años.

Las diferencias de edad entre las migrantes y las nativas repercuten
en la nupcialidad. Se observa que el 54 por ciento de las nativas de 15 a
49 años, o sea en edad reproductiva, son solteras, contra un 40 por
ciento de las migrantes en igual situación. Sin embargo, esta gran dife4]
5]

Tomamos esta categoría de edad porque generalmente los hombres se unen
con mujeres algunos años más jóvenes.
PECFAL-Urbano, Programa de Encuestas Comparativas de Fecundidad en
América Latina, realizado en diez ciudades (9 capitales) alrededor de 1963­
64.

57

renda, que iría en contra de las expectativas, encuentra su causa, en una
parte importante, en la estructura de edades: al estandarizarse por esta
variable disminuye a la mitad, lo que de todas maneras indica una ma­
yor proporción de mujeres unidas en el total de las migrantes. Sin du­
da, la llegada a la capital de migrantes unidas se ve reflejada en esta ci­
fra.
Para la misma categoría de mujeres de 15 a 49 años, la edad al u­
nirse es bastante alta en comparación con otras capitales (cuadro 8).
Esto concuerda con las características de la estructura por edades, in­
cluida la diferencia de edad entre hombres y mujeres, y el predominio
de éstas. Notable es que esta edad tardía, que en el caso de Asunción
da un promedio de 22,8 años -igual para migrantes y nativas- y cuya me­
diana está en 21,7 años, se encuentra en otras capitales de característi­
cas muy diferentes, como Buenos Aires y Santiago. Miró y Mertens
(1969), atribuyen las diferencias encontradas entre estas dos y las de­
más capitales que aparecen en el cuadro 8, a distintos patrones de desa­
rrollo urbano en cuanto a los factores tiempo e influencia extranjera.
C uadro 8
E D A D M E D IA N A D E M U JE R E S A L U N IR S E ,
E N V A R IA S C A P IT A L E S D E A M E R IC A L A T IN A

C a p ita le s

E dad

B u e n o s A ir e s ^ l

2 2 ,1

S a n tia g o ^ ]

2 2 ,0

R í o d e J a n e ir o ^ l

2 0 ,1

Panam á^l

1 8 ,9

C a r a ca s^ l

1 8 ,3

San J o sé ^ l

1 9 ,9

B o g o tá ^ í

1 9 ,4

M é x ic o ^ l

1 8 ,7

A s u n c ió n ^ ]

2 1 ,7

a ] Miró y Mertens, 1961.
b] Encuesta 1972.

Si los datos de Asunción fueran confiables, surgiría una hipótesis
interesante, relacionada con la fase de crecimiento urbano. Gatica
(1975), en una clasificación de los países del área según la fase de urba­
nización, distingue tres categorías: una de urbanización temprana, que
comprende, entre otros, a la Argentina y Chile; otra de urbanización
58

más tardía y de aumento rápido, que comprende al Brasil, Panamá, Ve­
nezuela, Costa Rica y Colombia; y la tercera, de urbanización tardía y
baja, en la que está el Paraguay, entre otros. Ella coincide con las dife­
rencias de edad al unirse (cuadro 8). La falta de datos para otros países
del tercer grupo hace arriesgado formular hipótesis. Sin embargo, pare­
ce interesante tratar de vincular la fluctuación en la edad al casarse con
los procesos macro-sociales.
Dentro de la sociedad considerada hemos podido identificar algu­
nos aspectos que aclaran el hallazgo. Suponemos además que el patrón
se mantiene porque existe una categoría numerosa de mujeres (las em­
pleadas domésticas) que no se casan o se casan tarde. El desequilibrio
entre los sexos se hace de esta manera menos visible. La incompatibili­
dad entre el trabajo de empleada doméstica y el matrimonio se ve refle­
jada en el muy bajo porcentaje de mujeres en unión que ejercen esta o­
cupación; están unidas el 7 por ciento de todas las empleadas domésti­
cas, en comparación con el 47 por ciento de mujeres que trabajan en o­
tras ocupaciones.
¿Podemos decir que hay indicios de que las mujeres que llegaron
solas, con el probable propósito de trabajar, posponen su matrimonio,
como lo postula la hipótesis de la movüidad social? A pesar de encon­
trar fuertes diferencias en la edad media al unirse (20,8 años entre las
migrantes que llegaron en unión; 22,6 años entre las que llegaron como
solteras antes de los 15 años, y 26,2 entre las que llegaron como solteras
después de los 15 años), por el momento no haríamos esta afirmación.
Por un lado, la definición de las categorías lleva implícita una diferencia
de edad, y por otro lado, el proceso que significa llegar a una relación
estable que heve al matrimonio demora, por lo que las mujeres que lle­
garon con más edad y que por lo general tienen que empezar ese proce­
so, lógicamente se casan más tarde. Sin datos sobre aspectos psico-sociales no podremos probar esta parte de la hipótesis de aspiraciones de
movilidad social. Por otra parte, es notable la coincidencia en edad al
casarse de la categoría de nativas (22,8 años) y de migrantes que llega­
ron antes de los 15 años (22,6 años), por lo que parece que en este as­
pecto existe una adaptación.
La Fecundidad de Mujeres Migrantes y Nativas
Según la encuesta, el promedio de hijos nacidos vivos de las muje­
res en edad reproductiva, de todos los estados civiles, es de 1,6 lo que se
acerca mucho al número medio de 1,68 hijos dados por la muestra del
10 por ciento del censo de 1972 (OMUECE). Este promedio es relativa­
mente bajo en comparación con el encontrado en otras capitales de la
América Latina. Al tipificar por la estructura de edades de Buenos Ai­
res, la categoría de mujeres de 20 a 49 años, comparable con los datos
de Miró y Mertens (1969), llegaría a tener un promedio de 2,8 hijos. Es­
te número es más alto que el encontrado en Buenos Aires, Río de Janei59

rô y Santiago, pero más bajo que el de Panamá, Caracas, San José, Bo­
gotá y México, pareciéndose mucho la ordenación a la de la edad al u­
nirse que se observa en el cuadro 8. Así, parece que la fecundidad está
relacionada con la edad al casarse, o más bien, con los factores macroestructurales que son causantes de estos dos aspectos de la reproduc­
ción.
La situación no es homogénea: al contrario, es posible detectar
fluctuaciones importantes en categorías significativas de la población.
Examinaremos primero la fecundidad de las uniones existentes para te­
ner así una imagen del desarrollo de la familia una vez constituida, y
distinguiremos entre el total de las migrantes y las nativas.
Dadas las diferencias comprobadas en cuanto a la estructura de e­
dades entre estas categorías, y la importancia de la actividad económica
para la fecundidad, controlamos por éstas y por la duración de la unión.
La diferencia bruta entre el número de hijos de migrantes y nativas uni­
das era de casi un hijo ( 3 3 y 2,5 hijos respectivamente). Al estandari­
zar por la duración de la unión disininuye a 0,6 hijos (3,2 y 2,6 hijos
respectivamente). Esta diferencia debe tener su explicación en otros
Cuadro 9
PROMEDIO DE H yO S NACIDOS VIVOS DE MUJERES ACTIVAS
Y NO ACTIVAS, SEGUN CONDICION DE MIGRANTE Y
DURACION DE LA UNION. ASUNCION, ENCUESTA 1972

Duración
de la
unión

0 - 4
5 - 9
10 - 14
15 - 19
20 y más

Nativas
Total Acti­ No ac
vas tivas ‘ Razón
2/3(4)
(3)
(1) (2)
l.l

2,2

0,9

1.8

1.1

3,3
3,6
4,6

1.9
2.9
3.2

2,5
3,8
4,9
3.8

Promedio
2.9
Promedio estand. a]
2.9

2,0

3,0

2,4

3,1

No. casos

(705) (108) (185)

0,82
0,72
0,50
0,59
0,84

Migrantes
Acti­ No acti- Razón
Total vas tivas
6/7(8)
(7)
(5) (6)

1,0
2,2

1.1
2,1

3,0
3,5
3,6

1,3
2,3
3,2
3,0
4,7

3,7
4,1
6,7

2.5

3.0

3,5

2.6

3,0

3,4

(293) (163) (249)

1,18
1,09

0,86
0,73
0,82

Total
(9)

1,2
2,2

3.5
3,7
5,3
3,3
3.2

(412)

a] Ettandaiizado por la distribudón de la duradón de las uniones de toda la
poUndón femenina « i unión entre IS y 49 años.
b ] Meaos de diez casos.

60

factores que repercuten en el proceso de formación de la familia. Si se
analiza cada categoría de duración de la unión (columnas 5 y 9 del cua­
dro 9) se advierte una notable diferencia en la paridez en las uniones de
20 años o más de duración, lo que significaría que las migrantes siguen
teniendo hijos en mayor proporción, o que esta diferencia está relacio­
nada con diferentes patrones del pasado. Las activas tienen menos hijos
que las no activas, tanto entre los migrantes como entre las nativas.
En la literatura existente se ha planteado muchas veces que una
mujer sigue trabajando porque tiene pocos hijos que no lo impiden, o
porque tiene muchos hijos que lo hacen necesario. (A esto agregan o­
tros, como Boulding (1975) y Janvry (1974), que en ciertas condiciones
económicas la mujer tiene muchos hijos porque trabaja y los necesita).
Estas alternativas reflejan necesidades muy distintas de supervivencia
que probablemente se vean reflejadas en la condición de migrante - no
migrante por los estratos económicos en que se encuentran mayoritariamente las migrantes. Vemos en el cuadro 9 que las diferencias entre
mujeres activas y no activas nativas son mayores (1 hijo) que entre las
mismas categorías de migrantes (0,5 hijos), tomando en cuenta la dura­
ción de la unión (0,7 hijos contra 0,4 hijos). En primer lugar, los resul­
tados de la estandarización muestran que las mujeres activas nativas son
más jóvenes, lo que hace pensar que después de un tiempo dejan de tra­
bajar. Además, al comparar la relación entre el número de hijos de mu­
jeres activas y no activas, para las migrantes y las nativas por separado,
es notable el número relativamente bajo de hijos de las nativas activas
en las uniones de 10 a 19 años de duración, por lo que parece que las
mujeres nativas activas se retiran en mayor proporción del mercado de
trabajo cuando en su hogar tienen más hijos en edad joven y luego vuel­
ven a incorporarse. De estos hallazgos surge la hipótesis de que las mi­
grantes tienen más necesidad de seguir trabajando, a pesar de la consti­
tución de su hogar, mientras que las mujeres nativas están en condicio­
nes de alternar el trabajo con su papel de madres, permaneciendo en ca­
sa cuando su familia así lo requiere.
Dada la hipótesis sugerida, que supone que las migrantes necesitan
trabajo más que las nativas, puede pensarse que las diferencias de pari­
dez encontradas se deben a la diferente estructura ocupacional de los
dos grupos. Sin embargo, la tendencia general es que las migrantes acti­
vas, -no importa su ocupación- tienen un mayor número de hijos que las
nativas activas. Si los promedios estandarizados por la duración de la u­
nión son estandarizados ahora por la distribución de las ocupaciones de
todas las mujeres activas, vemos que las nativas tendrían en promedio
2,3 hijos y las migrantes 2,9. Concluimos que las migrantes tienen más
hijos aun cuando la estructura de edades no sea tan distinta y ellas ten­
gan las mismas ocupaciones.
El mismo resultado se obtiene si en la comparación se usa la varia­
ble educación, después de estandarizar por la duración de las uniones,
como se ve en el cuadro 10.
61

C uadro 10
P R O M E D IO E S T A N D A R I Z A D O D E H IJ O S
D E M IG R A N T E S
Y N A T IV A S SE G U N E S C O L A R ID A D .
A S U N C IO N , E N C U E ST A 1 9 7 2

M ig r a n te s

N a tiv a s

4 ,3
2 ,9
2 ,7
2 ,2

3 ,6
2 ,5
2 .5
2 ,0

3,2

E s c o la r id a d

2,6

H a s ta 3 a ñ o s
4 - 6 años
7 - 9 años
1 0 a ñ o s o m ás

TO TA L

a] Estandarizado por la distribución de la duración de uniones de toda la
población femenina de 15 a 49 años, en unión.

Haremos una prueba más para ver si las diferencias en promedio
de hijos se relacionan con la estructura de edades. Aunque en la litera­
tura se indica que la duración de la unión por lo general se controla sa­
tisfactoriamente por la edad al casarse, no es así necesariamente al com­
parar dos subgrupos dentro de una población. Una mayor edad al casar­
se puede tener un efecto de por sí, entre otras razones por la disminu­
ción de la fecundabilidad con el aumento de los años, las restricciones
culturales en cuanto a la edad de tener el último hijo, etc. Sin embargo,
en este caso, la edad al casarse para el total de las migrantes no es muy
distinta a la del total de nativas, y de ahí que las diferencias en número
C u a d r o 11
P R O M E D IO D E H IJ O S T E N I D O S S E G U N E D A D A L C A S A R S E
Y D U R A C IO N D E L A U N IO N , M U JE R E S N A T IV A S Y
M IG R A N T E S E N U N IO N , A S U N C IO N , E N C U E S T A 1 9 7 2

,N a t
'
E d a d al
casarse

P r o m e d io

D u ra c ió n del m a trim o n io
T o ta l

0-9

10-19

2 ,7
2 ,4
2,1

1,6
1,5
1,4

3 ,6
2 ,9
3 ,6

3,6
3,8
2,6

2 .5

Í.5

3 .2

3 .6

0-9

10-19

2 0 y m ás

3 ,9
3,1
2,6

1.5
1,6
1,7

3 ,8
3,5
3 ,2

5,6
(5 ,8 )* l

3 .3

1 .6

3 .6

5 .3

2 0 y m ás

a] Menos do cinco casos.

62

M i g r a n t e s

s

D u ra c ió n d el m a trim o n io
T o ta l

H a sta 19 añ o s
20 • 2 4 a ñ o s
25 y m á s a ñ o s

i V a

de hijos entre estas dos categorías se mantienen generalmente al contro­
lar la edad al casarse y la duración del matrimonio (cuadro 11).
De lo expuesto concluimos que la estructura de edades, los patro­
nes de nupcialidad y la actividad económica aclaran sólo una parte de
las diferencias en el promedio de hijos nacidos vivos, entre las mujeres
nativas y migrantes.
La Fecundidad. ¿Resultado de Adaptación o
de Innovación?

Vale la pena ahora buscar una explicación más de la fecundidad
en la condición de migrante según las líneas expuestas en la introduc­
ción, comenzando por la hipótesis del modelo interactivo de la movili­
dad social, de acuerdo con la cual las aspiraciones sociales llevarían a las
mujeres que llegaron para trabajar a tener menos hijos, aun dentro de su
matrimonio. Para ello dividiremos a las migrantes en tres categorías:
las que llegaron ya unidas, las que llegaron como solteras antes de los 15
años y las que llegaron como solteras después de los 15 años.

C u a d r o 12
P R O M E D IO D E H IJ O S T E N I D O S S E G U j^ L A D U R A C I O N D E L A
U N IO N EN V A R IA S C A T E G O R IA S D E M IG R A N T E S Y N A T IV A S
A S U N C IO N . E N C U E ST A 1 9 7 2

D u r a c ió n d e
la u n ió n
(a ñ o s )

M i g r a n t e s
N a tiv a s

L le g a r o n s o lte r a s
T o ta l

L le g a r o n
u n id a s

1 ,0
2 ,2
3 ,0
3 ,5
3 ,6

1 .2
2 ,2
3 ,5
3 ,7
5 ,3

1 ,5
2 ,5
3 ,3
3 ,8
5 ,7

1 ,0
2 ,2
3 ,3
3 ,6
4 ,7

1,7
2 ,0
4 ,1
3 ,8
4 ,7

P r o m e d io esta n d a r iz a d o a ]

2 ,6

3 ,2

3 ,4

3 ,0

3 ,3

No. de casos

293

412

133

185

0
5
10
15
20

- 4
- 9
- 14
- 19
y m ás

a n t e s de
lo s 15 a ñ o s

d esp u és de
lo s 15 a ñ o s

94

a] Estandarizado por la duración de la unión de todas las mujeres unidas
de 15 a 49 años.

63

Se observa que las mujeres que llegaron después de los 15 años co­
mo solteras, tienen un número de hijos relativamente elevado en compa­
ración con las otras categorías de migrantes. Esta paridez no se acerca
de ninguna manera, a la de las mujeres nativas y también queda bastante
alejada de las mujeres que llegaron antes de los quince años. Esto indica
que la hipótesis no se verifica en este caso, lo que está de acuerdo con
las reflexiones hechas acerca del desarrollo socio-económico de la capi­
tal. Cabe mencionar que las capitales que estudió Martine corresponden
todas a países que Gatica (1975) caracteriza como de temprana o rápida
urbanización y que por el momento no se dispone de datos parecidos
de otros países que, como el Paraguay, son de urbanización tardía y len­
ta.
Un resultado parecido al nuestro encontró Macisco (1975) en el
Perú, país de urbanización tardía pero rápida, al comparar las migrantes
que llegaron antes y después de los veinte años, concluyendo que el ca­
so de Lima responde a la hipótesis de la adaptación.
Ahora bien, cabe preguntar si la situación caracterizada por un ex­
ceso de mujeres y una migración medianamente fuerte da lugar a rela­
ciones pasajeras que terminen en un hijo, como en el caso de las migran­
tes a Bogotá. Considerando el tamaño de la capital y la estructura ocupacional tradicional en que la mayoría de las solteras empieza a trabajar
en el servicio doméstico, que las protege y las aisla al mismo tiempo, el
panorama no parece muy desfavorable a cierta estabilidad. De acuerdo
con los datos de que se disponen, la incidencia de hijos de madres solte­
ras es, entre las migrantes, algo mayor que entre las nativas: 0,3 y 0,1
hijos, respectivamente. Sin embargo, del cuadro 13 resulta claro que no
C u a d r o 13
P R O M E D IO D E H IJ O S S E G U N E S T A D O C I V IL A C T U A L Y
C O N D IC I O N D E M I G R A N T E . A S U N C I O N
ENC UESTA 1972

E s ta d o c iv il a c t u a l
C o n d ic ió n m ig r a to r ia
C a sa d a

■No m ig ró
T o ta l m ig r a n te s
L le g ó c o n m e n o s d e 15
años
L le g ó c o n 1 5 - 2 4 a ñ o s
L le g ó c o n 2 5 - 3 4 a ñ o s
L le g ó c o n 3 5 y m á s a ñ o s

64

U n id a

Se p a r a d a /V iu d a

S o lte r a

2 ,4
3 ,3

2 ,5
3 ,0

2 ,6
3 ,0

0 ,1
0 ,3

3 ,0
2 ,8
4 ,0
5 ,2

2 ,7
3 ,0
3 ,6
( 3 ,2 )

2 ,5
3 ,0
2 ,5
4 ,7

0 ,2
0 ,2
1 ,0
1 ,2

podemos atribuir totalmente esta diferencia a la situación en Asunción,
ya que son precisamente las mujeres solteras que llegaron a mayor edad
las que tienen relativamente muchos hijos. Es posible que llegaran a la
capital con sus hijos y volvieran a declararse solteras.
Por otro lado, todas las categorías de migrantes unidas tienen una
fecundidad más alta que las nativas. Esto puede ser reflejo de la exis­
tencia de pautas distintas en los lugares de origen y de destino y que se
mantienen parcialmente aun después de un largo tiempo de vida en la
capital. Esta conclusión se apoya también en los resultados anteriores,
que indican que en cualquier ocupación las migrantes tienen más hijos
que las nativas, lo que muestra que la condición de migrante podría ser
determinante de un nivel más alto de fecundidad.
Resumiendo, encontramos base sólo para una hipótesis de adapta­
ción lenta al comportamiento capitalino. La condición de migrante ca­
racteriza a las mujeres más allá de su inserción en el proceso productivo
o sus características socio-económicas.

Conclusión y Discusión

La situación socio-económica es esencial para entender la compo­
sición del flujo migratorio y el comportamiento reproductivo de los mi­
grantes. En el caso de Asunción, ella aparece determinada por el tama­
ño de la ciudad, por un crecimiento relativamente lento, por una indus­
trialización de poco alcance y por un sector terciario muy desarrollado.
Todo ello configura un cuadro que, según la clasificación de Gatica, se
presenta todavía en muy pocos países de la América Latina. Tal como
se plantea en la Uteratura, se encontró que el flujo migratorio que res­
ponde a esta situación está constituido sobre todo por mujeres, las que
en gran parte encuentran empleo en el sector servicios, especialmente en
el servicio doméstico.
El desequilibrio entre los sexos, que repercute fuertemente en la
población total capitalina, es uno de los factores que hace que la edad a
que se unen las mujeres sea alta. Probablemente también puede existir
una relación más directa con la situación económica. Como hay poca
expansión, puede ser difícil para los hombres encontrar un trabajo que
les dé perspectivas, por lo que también ellos se casan tarde.
La predominancia de mujeres hace que un 10 por ciento no se
case nunca. Por otra parte, a partir de los 40 años se observa un por­
centaje elevado de mujeres cuya unión se ha disuelto; en cambio, en esa
época de su vida los hombres se declaran casi todos en unión. Parece
que parte importante de los hombres vuelven a casarse por segunda vez,
paliándose de esta manera el desequilibrio.
65

Este conjunto de factores lleva a una fecundidad relativamente
baja, de 1,6 niños entre todas las mujeres de 15 a 49 años; también el
número de hijos de las uniones es pequeño. Llama la atención que el
número de hijos parece variar en función del nivel de urbanización y
del crecimiento urbano de varios países. Puede ser que esta relación se
dé a través de la edad al casarse, que muestra la misma relación, o que
ambos factores estén relacionados con procesos macro-sociales, de los
que el crecimiento urbano es un exponente.
Dentro de este cuadro general se analizan las diferencias entre
migrantes y nativas, diferencias que son de importancia desde varios
puntos de vista. Efectivamente, se observa que las migrantes tienen
más hijos que las nativas y que esta diferencia se mantiene al controlar
el número de hijos por la duración de las uniones, la edad al casarse, la
estructura ocupacional y la escolaridad.
Se ha analizado el comportamiento diferencial entre migrantes y
nativas desde dos ángulos; el de un modelo aditivo, en que las migran­
tes se adaptan paulatinamente a las pautas de su nuevo ambiente, y el
de un modelo interactivo, en que el migrar en sí origina una innova­
ción en el comportamiento. Incorporando aspectos de la estructura so­
cio-económica, se especificaron las condiciones aparentemente necesa­
rias para que cada uno de estos modelos se vea verificado.
En cuanto al modelo interactivo, seguimos la hipótesis de aspira­
ciones de movilidad social y de crisis. Dadas las condiciones socio-eco­
nómicas de Asunción, parecerían existir pocas oportunidades de ascen­
so en ocupaciones que permitan elegir libremente el número de hijos
que la mujer desee. En estas circunstancias, la hipótesis de que las muje­
res que llegan como solteras en edad de trabajar postergarán su matri­
monio y, una vez unidas, limitarán el número de hijos, no parece ade­
cuada. Observamos que las capitales en donde esta íripótesis encuentra
base corresponden a países de una temprana y rápida urbanización, re­
sultado de otras características económico-sociales.
En el caso de Asunción, por no disponer de datos adecuados, no
se pudo comprobar la parte de la hipótesis que se refiere a la edad al u­
nirse. En cuanto a la fecundidad marital, encontramos, tal como lo es­
perábamos, que las mujeres que llegaron solas a partir de los 15 años,
una vez unidas no tuvieron menos hijos que otras categorías de mujeres
migrantes. Las mujeres que llegaron casadas siguen probablemente en
mayor grado las pautas reproductivas de su lugar de origen, mientras
que las mujeres que llegaron jóvenes muestran un patrón en gran parte
similar al de las mujeres nativas.
Casi no encontramos indicios de una gran inestabilidad de las rela­
ciones, en el sentido que éstas no lleguen a la formación de uniones, pe­
ro sí den origen a hijos de padres solteros; más bien existe la duda de
66

que mujeres solteras de más edad llegaran a la capital con hijos y volvie­
ran a declararse solteras.
Con los datos existentes sólo se puede concluir que mientras más
joven llega la mujer a Asunción, más se acerca su comportamiento al de
las mujeres nativas. Será interesante estudiar si este comportamiento es­
tá relacionado con una estructura socio-económica tradicional, pues es­
to podría llevar a que las migrantes no se adaptaran rápidamente. Esti­
mamos que si la ciudad está sujeta en su totdidad a una expansión so­
cio-económica acelerada, será tal vez más probable que nativas y mi­
grantes lleguen más rápidamente a una unificación de normas.
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69

DISTRIBUCION DE LA POBLACION EN LAS
PRINCIPALES CIUDADES LATINOAMERICANAS EN
LOS AÑOS 1950,1960 Y 1970: UNA APLICACION
DE LA REGLA DEL RANGO - TAMAÑO
Jorge Kamps E.
(UNIVERSIDAD DE CHILE)

POPULATIO N DISTR IBU TIO N IN THE M AIN LATIN
AM ERICAN CITIES IN THE Y E A R S 1 9 5 0 , 1 9 6 0 A N D 1 9 7 0 : AN
APPLICATION OF THE RA NK -SIZE RULE
SUMM ARY
This paper presents an application o f the rank-size rule to Latin
Am erica. This tech nique allow s to describe, through a sy n th etic in ­
d ex, th e p op u lation distribution in the cities o f a country or region.
It can be con clu d ed th at b etw een 1 9 5 0 and 1 9 7 0 , th e m ajority o f
the Latin Am erican countries has increased th e con cen tration o f
p op u lation m th e largest cities.

Desde un tiempo a esta parte los demógrafos vienen preocupándo­
se cada vez más de la distribución espacial de la población. Tal como lo
señalan Biraben y Duhourcau 1], son científicos alemanes y estadouni­
denses los que más se han interesado por el tema y , consecuentemente,
han elaborado y aplicado un mayor número de técnicas de análisis para
estudiar los diferentes aspectos del problema.
En el presente artículo se intenta describir la relación existente
entre el tamaño de la ciudad más grande y el de las cuatro siguientes en

1]

Biraben, J. y Duhourcau, F., “La mesure de la population dans Tespace"
Population, No. 1. Ed. de 1‘INED, París, 1974, p. 113.

71

las 20 repúblicas latinoamericanas en los años 1950,1960 y 1970, a tra­
vés de la técnica denominada “regla del rango-tamadío” (rank-size rule).
R e g la

d e l ra n g o -ta m a ñ o :

fu n d a m e n to s y

m e to d o lo g ía

d e c á lc u lo

Resulta natural que el número de localidades, entendiendo por e11o cualquier tipo de lugar poblado de cierta magnitud, esté en razón in­
versa al tamaño de éstas; pocas localidades con mucha población y mu­
chas localidades con poca población, existiendo una variación graduada
en el número de habitantes que contienen las diferentes localidades, en­
tre las dos extremas. Sobre la base de esta hipótesis, Auerbach 2] inda­
gó la distribución de las localidades por tamaño, ordenando las ciudades
de Alemania de acuerdo con el número de habitantes de cada una de e­
llas. Una vez efectuado el ordenamiento, el investigador citado observó
que el producto del rango 3 ] de cada localidad por su tamaño tendía a
ser más o menos constante e igual al de la localidad más grande. A este
tipo de relación se le ha denominado “regla del rango-tamaño” 4].
Si la relación entre el rango y el tamaño de las localidades se lleva
a un gráfico, colocando en el eje de las abscisas el rango de las localida­
des y en el eje de las ordenadas sus respectivas poblaciones, se obtiene
una curva exponencial negativa, como debía esperarse, de acuerdo a la
hipótesis respecto de la distribución de las localidades según tamaño an­
teriormente planteada. De aquí surgió la idea de ajustar una curva ex­
ponencial a la distribución de localidades, cuya expresión simbólica es
la siguiente;

k -z-

(1)

en que;
Lj^ ; población de la localidad de rango k,
Lj

2]
3]
4]

72

; Población de la localidad de rango 1, o sea, la lo­
calidad con mayor número de habitantes.

C itado por Sh ryock, H ., Siegel, J. y co l., The methods and materials o f De­
mography, V o l. 1, U .S. D epartm ent o f C om m erce, W ashington, D .C .,
1 9 7 2 , p . 18 0 .
Se refiere a la posición o núm ero de orden qu e ocupa la l o c ^ d a d una vez
que han sid o listadas, considerando e l tam año decreciente de éstas.
U n a tñbliografía am plia sobre estu d ios referidos a este tem a aparece en:
O .D . D uncan, “ La m edida de la distribución de la p ob lación ” . Estadísti­
cas, lA S l, W ashington, D .C ., m arzo, 1 9 5 9 . Para aplicaciones de la regla del
rango-tamaño véanse; B row ning, H .L . y G ibbs, J.P., “ S om e m easures o f
dem ographic and spatial relationships am ong cities” . Urban research me­
thods, J. P. G ibbs (ed itor), D . van N ostrand C o. In c., P rinceton , 1 9 6 1 ,
p . 4 4 1 -4 4 9 ; y K am ps, J.E ., Distribución espacial de la población: técnicas
de análisis aplicadas a Panamá. Censos d e l 960 y 1970, C E L A D E , San Jo­
sé, C osta R ica, diciem bre, 1 9 7 6 (distribución intern a), p . 6 8 -7 2 .

rango o número de orden que tiene la localidad
de acuerdo al número de habitantes de cada una,
constante.
De la fórmula de la regla del rango-tamaño, que relaciona el nú­
mero de orden y el tamaño de cada localidad con el tamaño de la locali­
dad mayor, interesa detcnninar el valor de la constante z, pues ésta ca­
racteriza, en fomia sintética, la distribución de localidades 5]: mientras
mayor es este valor, mayor es la concentración de población en la locali­
dad con el mayor número de habitantes respecto de la que reside en el
resto de las localidades del país en estudio.
Para el cálculo de la constante que interesa se recurre al método
de los mínimos cuadrados, después que se han tomado los logaritmos
de los componentes de la fónnula (1). De esta manera, z se determina
mediante la expresión que sigue:

^ Un Y Ì (/ n k )

Z

i= 1
(2 )

S

Un k )“

en que “ú” representa el número de localidades consideradas en el estu­
dio 6 ],
La metodología de cálculo de la constante z para las 26 ciudades
más grandes de la América Latina en 1970, que se describe a continua­
ción, se presenta en el cuadro 1 y es la siguiente:
- fijación del número de habitantes que debe contener una loca­
lidad para ser considerada en el estudio: en el presente caso.

5]

1 n el estudio de Auerbach, la constante z tenía un valor igual a uno y por
ello el producto del tamaño de la localidad por su rango daba, aproxim a­
damente, el tamaño de la localidad mayor (Lj^ . k = L p .
Las fórmulas (1) y (2) se tomaron de: Arriaga, L., “ Selected measures of
urbanization". T h e m e a s u r e m e n t o f u r b a n iz a tio n a n d p r o je c tio n o f u rb a n
p o p u l a t i o n , IL'SSP, Bélgica, 1975, p. 58,

73

Cuadro 1
CALCULO DE LA CO NSTANTE Z DE LA FO RM ULA DE LA
R E G L A D E L R A N G O -T A M A Ñ O P A R A 2 6 C I U D A D E S D E L A
A M E R IC A L A T IN A , A Ñ O 1 9 7 0

Localidad

Rango
k

Pobla- ^ 1
ción ’Y —
Lk

(1)

Bs. Aires ..........
Sao Paulo ...... .
Río J a n e ir o .....
L im a .................
C. México ........
S antiago...........
Bogotá .............
La Habana .......
Montevideo .....
G uadalajara.....
Belo H orizonte.
Medellin ..........
R ecife................
C aracas.............
El Salvador .....
C a li....................
Porto Alegre ....
M onterrey .......
Guayaquil .......
G. R osario........
G. C ó rd o b a .....
Guatemala ......
La Paz ...............
Santo Domingo
Barranquilla .._
M aracaibo.........

(2)

(3)

1
2

8.436
5 .2 4 1
4.252
2 .9 4 1
2.903
2 .7 3 1
2.696
1.751
1 .2 3 0
1 .1 9 4
1 .1 2 6
1.071
1 .070
1 .0 3 5
1 .018
898
887
858
814
807
791
701
675
673
661
652

3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
21
22
23
24
25
26

Lk

(4)

I n -----

Lk
(5)

1.00 0 . 0 0 0 0
1.61 0 . 4 7 6 0
1.98 0 . 6 8 5 1
2 .8 7 1 . 0 5 3 8
2.91 1 .0 6 6 8
3.09 1 . 1 2 7 8
3 .1 3 1 .1 4 0 7
4 .8 2 1 .5 7 2 3
6 .8 6 1 .9 2 5 5
7.07 1 .9 5 5 2
7.49 2 . 0 1 3 8
7.88 2 . 0 6 3 9
7 .8 8 2 . 0 6 4 8
8 .15 2 . 0 9 8 1
8.29 2 . 1 1 4 7
9 .3 9 2 . 2 4 0 1
9 .51 2 . 2 5 2 4
9.83 2.2857
1 0 .3 6 2 . 3 3 8 3
1 0 .45 2 . 3 4 6 9
1 0 .67 2 . 3 6 7 0
1 2.03 2 . 4 8 7 8
1 2.50 2 . 5 2 5 6
1 2.53 2 . 5 2 8 5
1 2 .7 6 2 . 5 4 6 5
1 2 .9 4 2 . 5 6 0 2

In k

(5) - (6) ( I n k)2

(7)

(6)

0.0 0 0 0
0.6931
1.0986
1.3863
1.6094
1.7918
1.9459
2.0794
2.1972
2.3026
2.3979
2.4849
2.5649
2.6391
2.7081
2.7726
2.8332
2.8 9 0 4
2.9 4 4 4
2.9957
3.0445
3.0910
3.1355
3.1781
3.2189
3.2581

(8)

0.0000 0.0000
0.3 2 9 9 0 .4 8 0 4
0.7 5 2 7 1.2069
1 .4 6 0 8 1.9 218.
1.7168 2.5902
2.0209 3.2105
2.2198 3.7865
3.2695 4.3239
4.2307 4.8277
4.5 0 2 0 5.3 0 2 0
4 .8 2 9 0 5.7499
5 .1 2 8 6 6.1747
5.2961 6.5787
5.5371 6.9648
5.7267 7.3338
6.2109 7.6873
6.3816 8.0 2 7 0
6.6065 8.3 5 4 4
6.8849 8.6695
7 .0 3 0 7 8 . 9 7 4 2
7.2062 9.2690
7 .6 8 9 7 9 . 5 5 4 3
7 .9 1 8 9 9 . 8 3 1 4
8 .0 3 5 9 1 0 .1 0 0 3
8 .1 9 7 0 1 0 .3 6 1 3
8 .4 3 8 0 1 0 .6 1 5 2

127.6209 161.8957

- = (7)
(

* ]

B o le tí n D e m o g r á fic o , Año X, N°. 19, CELADF, Santiago, Chile, enero, 1977,

cuadro 7, p. 43-50.

74

^0.7883

8 )*

todas las localidades de la América Latina que en 1970 conta­
ron con 500.000 habitantes y más.
confección de un cuadro que contenga:
-nombre de todas las localidades incluidas en el estudio, or­
denadas de mayor a menor según sus respectivos números
de habitantes;
- número de orden o rango de cada una de las localidades
consideradas;
- número de habitantes por localidad (véase columnas 1-3,
cuadro 1 );
cálculo del valor de la constante z mediante la fórmula (2 ), an­
teriormente presentada (véase columnas 4-8, cuadro 1).

Distribución de localidades en la América Latina

En 1970 había 26 ciudades que contaban con 500.000 habitantes
o más, siendo la más grande Buenos Aires (Argentina) con 8.436.000
habitantes y la menor, Maracaibo (Venezuela) con 652.000 habitantes.
Se calculó el valor de la constante z para los tres momentos con­
templados en el estudio, los años 1950, 1960 y 1970, así como su varia­
ción relativa en los decenios 1950-1960 y 1960-1970. Los resultados a­
parecen en el cuadro 2, de donde se tiene que para 1950 la constante z
era de 0.9371; hacia 1960 ésta había disminuido a 0.8454 y en 1970
había llegado a 0.7883. Se observa en el tiempo, entonces, una dismi­
nución constante de la concentración de población en la ciudad más
grande, en este caso, Buenos Aires (Argentina), en relación a la pobla­
ción de las 25 ciudades latinoamericanas que le siguen en tamaño. Por
otra parte, esta disminución del fenómeno fue más acentuada en el pe­
ríodo 1950-60 que en el de 1960-70, pues en el primero la variación
porcentual de z fue de - 9.8o/o contra - 6 .8 0 /0 en el segundo. Conside­
rando el período 1950-70 se ve que esta disminución relativa alcanzó a
- 15.9o/o.
El gráfico 1 muestra las curvas exponenciales negativas ajustadas a
los datos de 1950 y 1970, utilizando los valores de z anteriomiente esti­
mados: se aprecian claramente los comentarios señalados, ya que la
curva para 1970 está más lejos de los ejes cartesianos, lo cual indica una
menor concentración de población en la ciudad más grande.
75

Cuadro 2
VALORES DE LA CONSTANTE Z DE LA REGLA DEL RANGOTAMAÑO PARA 20 REPUBLICAS LATINOAMERICANAS
EN LOS AÑOS 1950,1960 Y 1970

1960

1950

19 7 0

r a is
R ango
Uruguay a] 2
Paraguay a 1 1
H a ití a]
7
G uatem ala 5
Perú
8
Panam á a) 4
R ep . D om i
nicana a ]
11
Chile
6
A rgen tina
3
C osta R ica 13
Nicaragua 14
Cuba
9
E cuador
17
H onduras 15
El Salvador a]
10
B olivia
18
C olom b ia 20
M éxico
12
Brasil
19
V en ezu ela 16
A m érico
Latina b]

Z

R ango

z

2 .8 1 7 2
3 .4 9 7 7
1 .9 4 4 7
2 .0 8 6 1
1 .9 2 1 1
2 .1 1 4 0

2
1

2 .7 9 4 3
2 .8 3 8 7
2 .1 7 0 3
2 .1 4 9 4
1 .9 7 9 3
2 .1 8 5 0

1 .8 2 9 1
2 .0 1 7 9
2 .1 7 9 5
1 .7 4 1 7
1 .3 7 7 7
1 .9 1 8 9
1 .2 1 5 4
1 .3 1 2 9

5

1 .8 7 3 8
1 .1 9 4 7
0 .9 6 7 0
1 .7 4 9 0
1 .1 4 2 7
1 .2 4 8 2

0.9371

4

6
9
3

8
7

12
13

11
14
17

10
16
19
15

20
18

R ango

2 .1 6 1 2
2 .0 7 1 9
2 .0 7 5 2
1 .7 9 3 6
1 .6 6 3 4
1 .8 7 7 8
1 .5 5 0 7
1 .4 1 4 5
1 .8 9 5 8
1 .4 3 1 7
1 .0 6 7 1
1 .5 3 0 5
1 .0 1 8 8
1 .1 0 3 9

0.8454

1
2
3
4
5

6
7

8
9

10
11
12
13
14
15
16
17
18
19

20

V ariación p orcen tu al
.
'

1950­
1960

1960­
1970

2 .6 5 5 1 - 1.2
5 .0
2 .4 4 0 7 - 1 8 .8
1 4 .0
f
2 .4 3 0 0 - 1 1 .6 ■ 12.0
2 .2 6 8 0 3 .0 + 5 .5
2 .2 1 1 1 3 .0 + 1 1 .7
0 .4
2 .1 9 3 0 3 .4

0.6
1.6

1950­
1970

-

+
+

5 .8
3 0 .2
2 5 .0
8 .7
15.1
3 .7

2 .1 4 8 7 - 18 .2 2 .1 0 5 2 2 .7
2 .0 3 9 5 - 4 .8
1 .9 2 6 5 3 .0 +
1 .8 6 3 9 - 2 0 .7 +
1 .8 1 5 9 - 2.1
1 .5 4 4 5 - 2 7 .6 f
1 .5 0 3 1 7 .7 ■

1 7 .5
4 .3
1.7 - 6 .4
7 .4 + 10.6
12.1 + 3 5 .3
3 .3 - 5 .4
0 .4 + 27.1
6 .3 + 1 4 .5

1 .4 6 7 9 1 .4 3 2 3 1 .1 6 9 7 1 .1 6 6 7 1 .0 5 9 5
0 .8 3 4 0 -

22.6 - 2 1 .7
0.0 + 1 9 .9
9 ,6 + 21.0

0.7883 -

1.2
1 9 .8
1 0 .4
1 2 .5
1 0 .8
11 .6

-

+
+

+

2 3 .8 - 3 3 .3
4 .0 7 .3
- 2 4 .4 - 3 3 .2
-

+

9.8 -

a]

Para estos países se consideraron sólo 4 ciudades.

b]

6.8 - 1 5 .9

Pata este cálculo se consideraron 26 ciudades latinoamericanas.

Fuente: Los datos para el cálculo se tomaron del Boletín Demográfico, año X,
No. 19, CELADE, cuadro

76

No. 7, p. 43-50.

G rá fic o 1

AJUSTE DE CURVA EXPONENCIAL NEGATIVA A LAS
CIUDADES LATINOAMERICANAS CON 500.000
HABITANTES Y MAS, AÑOS 1950 Y 1970
Población (L^-)

Diitrihuci(>n de localidades para las 20 repúblicas latinoamericanas.

E! cuadro 2 contiene los valores de la constante z que permiten
hacer el análisis descriptivo siguiente:
a nivel de países, los valores de la constante z son siempre más al­
tos que los valores de z calculados para las 26 ciudades más gran­
des de la región: el valor más bajo de z corresponde a 0,9670 en
1950 (Colombia), 1.0188 en 1960 (Brasil) y 0.8340 en 1970 (Ve­
nezuela), contra 0,9371,
0.8454 y 0,7883 de los respectivos
años para las 26 ciudades latinoamericanas. Esto señala que a ni­
vel de países la concentración de población en la ciudad más gran-

77

de es mayor que si se la compara con lo que ocurre a nivel de la
región, aunque, es oportuno señalarlo, en ambos casos se observa
una misma tendencia a la disminución en la concentración de p^^blación en la ciudad más grande. Esta última afirmación se ve re­
frendada por los valores más altos de z, ya que a nivel de países
ésta alcanzaba el v^or de 3.4977 en 1950 (Paraguay), 2.8387 en
1960 (Paraguay) y sólo 2.6551 en 1970 (Uruguay).
los países que experimentaron una mayor variación relativa positi­
va en el valor de z, entre 1950 y 1970 fueron: Nicaragua con
+ 35.3o/o; Ecuador co n + 27.1o/o; Haití con+25.0o/o; Colombia
con+ 2 I.O0/0 y Bolivia con + 19.9o/o;
los países que experimentaron una mayor variación relativa nega­
tiva en el valor de z, entre 1950 y 1970, fueron: México con
-33.3o/o; Venezuela con -33.2o/o; Paraguay con -30.2o/o y El
Salvador con -21.7o/o;
considerando la ubicación del país, dentro de los 20 en estudio,
entre los años 1950 y 1970, se puede concluir que los que más su­
bieron fueron Haití (del 7o. al 3er. lugar). República Dominicana
(del l i o . al 7o. lugar), y Ecuador (del 17o. al 13o. lugar). Los
que más bajaron fueron Argentina (del 3o. al 9.o. lugar), México
(del 12o. al 18o. lugar). El Salvador (del 10o. al 15o. lugar) y Ve­
nezuela (del 16o. al 20. lugar). El resto de los países tuvo varia­
ciones de su posición en el ordenamiento que fue de tres lugares o
menos, observándose que sólo Brasil mantuvo su misma ubicación
en el 19o. lugar.
El gráfico 2 muestra las curvas exponenciales ajustadas a los datos
de cuatro repúblicas latinoamericanas en los años 1950 y 1970: Vene­
zuela, Honduras, Perú y Paraguay.
Se seleccionó a estos países porque ellos representan toda la gama
de valores de la constante z, así como la forma de las curvas y los tipos
de variación que ésta experimenta en el tiempo. Así, Venezuela y Para­
guay, con valores de z extremos, para el caso latinoamericano, muestran
que la concentración de población en la ciudad más grande era mayor
en 1950 que en 1970; por su parte. Honduras y Perú, que también tie­
nen valores de z bastante disímiles, muestran el caso opuesto al recién
comentado, es decir, la concentración de población en la ciudad más
grande respecto de la que se concentra en las 4 inmediatamente siguien­
tes en tamaño, ha aumentado entre 1950 y 1970.
Finalmente, puede señalarse que en la misma situación de Vene­
zuela y Paraguay se encuentran las repúblicas de Panamá, Argentina,
Cuba, El Salvador, BoÜvia, México y Brasil. Por su parte, en similar si­
tuación a Perú y Honduras, o sea, que la constante z aumentó de valor

78

Gráfico 2
AJUSTE DE CURVA EXPONENCIAL NEGATIVA A 4 PAISES
LATINOAMERICANOS: VENEZUELA, HONDURAS,
PERU Y PARAGUAY, AÑOS 1950 Y 1970

Pobladón (Lj^)

en los 20 afios que abarca el estudio, se encuentran Uruguay, Haití,
Guatemala, República Dominicana, Chile, Costa Rica, Nicaragua, Ecua­
dor y Colombia.
El balance, entonces, muestra que la mayoría de los países ha au­
mentado su concentración de población en la ciudad más grande.
Esta conclusión, que estaba dentro de lo esperado, por las carac­
terísticas demográficas de América Latina, confirma lo que muchas ve­
ces se ha dicho; por ello se estima como conveniente y necesario que
los gobiernos pesen cada vez más en su real magnitud el problema que
esto significa.

79

ALGUNAS OBSERVACIONES ACERCA DE LA REGLA
DEL RANGO Y TAMAÑO
M igu el Villa S.

(CELADE)
Es probable que el uso de la técnica del rango y tamaño adquiera
mayor significación cuando su uso aparece vinculado a las apreciaciones
teóricas acerca del espaciamiento y magnitud de las localidades. Hace
ya más de un sigilo, von Thunen presentó una formulación esquemática
que muestra el caso hipotético de una ciudad aislada en cuyo hinterland
agrícola variaba la intensidad de uso de los recursos según la distancia
que mediaba entre cada punto específico y el mercado urbano. Este
modelo simplificado fue perfeccionándose progresivamente hasta dar o­
rigen a una noción de jerarquía de lugares. Más recientemente, Walter
Christaller y August Loesch concibieron un sistema de lugares centrales
dispuesto jerárquicamente según algún principio ordenador.
Aun cuando muchas de estas proposiciones suelen ser criticadas
por su carácter de modelos de equilibrio parcial y por descansar en su­
puestos “sobre-simplificadores” (isotropismo), numerosos estudios de
planificación urbano-regional han recurrido a ellos como punto de par­
tida. En efecto, desde la aparición del trabajo de Christaller han surgi­
do diversas teorías referidas al número, tamaño y espaciamiento de los
asentamientos urbanos. H.W. Singer investigó la aplicación de la ley de
distribución de Pareto (co u rb e d es p o p u la tío n s ) encontrando que la fór­
mula expresaba muy bien, para una serie de países, la clasificación de
ciudades según su tamaño. Una serie de autores advirtieron la vigencia
de tal relación empírica (Auerbach, Zipf, Simón, entre otros). Alien a­
justó la fórmula de Pareto a 44 países, encontrando que ella puede ser
utilizada con éxito cuando se la aplica a localidades que tienen más de
un tamaño especificado. G.K. Zipf encontró una expresión más simple
que se apoya en la relación entre la magnitud de cada centro y su rango
con referencia a la ciudad mayor.
Cualquier regularidad empírica implica problemas de orden teóri­
c o . Las observaciones de las relaciones rango-tamaño han servido tanto
para iniciar como para verificar proposiciones teóricas. Así ha aconteci­
do con los esquemas de Christaller y Rashevsky. Sin embargo, no ha si­
do posiUe detectar una completa regularidad en el tiempo y el espacio.
Según Zipf dos fuerzas estarían continuamente operando: una de diver­
sificación, permitiendo la ubicuidad de la población, y otra de unifica­
ción, que promueve la mayor concentración; del juego de ambas fuerzas
surgiría una componente óptima o de equilibrio. La fuerza de diversifi­
cación da lugar a la aparición de un gran número, n , de pequeñas locali­
dades, L , mientras que la de unificación tiende a un pequeño n de gran­
des L . En este sentido la tesis de Zipf se liga a las de Christaller y
Weber. Su solución óptima correspondería a una recta descendente en
un gráfico de coordenadas logarítmicas.

80

En esencia, sin embargo, la regla del rango y tamaño es un hallaz­
go empírico y no una estructura lógica. Las regularidades observadas
sugerirían, intuitivamente, la existencia de una cierta lógica subyacente,
aunque su coincidencia con la versión piramidal de las teorías de Chris­
taller y Loesch no ha podido ser demostrada. Es por esta razón que
Stewart sugiere que la regla en cuestión, al carecer de base lógica, falla
en sus dos extremos: en las grandes ciudades que son puntos de refe­
rencia pobres dado su carácter “único” , y en los núcleos demasiado pe­
queños a raíz de la carencia de funciones centrales. Del mismo modo,
se sostiene que la unidad territorial a la cual debe aplicarse la medida ha
de ser “completa” , (esto es, no por ser parte de una región mayor) y
“autosuficiente” (esto es, el comercio exterior ha de ser una fracción re­
ducida del comercio total). Una gran ciudad puede trascender los lími­
tes de la unidad territorial de la que forma parte y, de este modo, las
que le siguen en magnitud estarían muy distantes de la primera. Es pro­
bable que los mejores ajustes de la regla se presenten en los países de
mayor tamaño, aunque es factible que tal dimensión, asociada con una
debilidad en el sistema de comunicaciones, sea responsable de valores z
próximos a cero. En otros términos, distintos factores pudieran produ­
cir resultados análogos. Como lo señala Berry, “las distintas distribucio­
nes urbanas según tamaño no se relacionan, en modo alguno, con el gra­
do de desarrollo de los países” .

81

INDICE DE ARTICULOS PUBLICADOS
EN NOTAS DE POBLACION
(NUMEROS I AL 15)

ORDEN ALFABETICO DE AUTORES

ALBERTS, JOOP,

H a cia u n m e jo r e n te n d im ie n to d e lo s m o tiv o s p a ra
m igrar. Año II, No. 4, abril, 1974, p. 7.

ALDUNATE, ADOLFO,

E f e c to s so c ia le s d e la rá p id a in d u s tr ia liz a c ió n :
e l c a so d e S a o J o s é d o s C a m p o s, Año V, No.

13, abril, 1977, p. 51.
ARAICA, HILDEBRANDO,

A lg u n a s e s tim a c io n e s s o b r e la p r á c tic a a n ­
tic o n c e p tiv a en la R e p ú b lic a d e P a n a m á

(Documento de trabajo). Año III, No, 8, agosto, 1975, p. 89.
AREVALO, JORGE,
na,

L o s s u p u e s to s d e l m é t o d o d e las re la c io n e s d e su ­
p e r v iv e n c ia en la m e d ic ió n d e la m ig ra c ió n in te r ­

Año II, No. 5, agosto 1974, p. 81.

ARGUELLO, OMAR,

C h ile :

H e te r o g e n e id a d agraria y m ig ra c ió n .

Año

rV, No. 12, diciembre, 1976, p. 105.
ARRETX, CARMEN,
su c e siv o s.

E s tim a c ió n d e la fe c u n d id a d a b a se d e in fo r m a ­
c ió n s o b r e h ijo s n a c id o s v iv o s , r e c o g id a en c e n so s

Año I, No. 3, diciembre, 1973, p. 7.

ARRETX, CARMEN, MELLAFE, ROLANDO y SOMOZA, JORGE,
d e h ijo s p r o p io s .

E s tim a c ió n d e la f e c u n d id a d m e d ia n te e l m é t o d o
A p lic a c ió n a d a to s d e la A r g e n tin a d e 1 8 9 5 , Año V,

No. 14, agosto, 1977, p. 83.
83

ARRETX, CARMEN, MELLAFE, ROLANDO Y SOMOZA, JORGE,
E s tim a c ió n d e la m o r ta lid a d a d u lta a p a r tir d e la
in fo r m a c ió n s o b r e la e s tr u c tu r a p o r e d a d d e las m u e r te s. A p lic a c ió n a
d a to s d e San F e lip e en to r n o a 1 7 8 7 , Año V, No. 13, abril, 1977, p. 81.

ARRIAGA, EDUARDO,

A p lic a c ió n d e l ín d ic e d e c o n c e n tr a c ió n d e Gin i en e l an álisis d e la d is tr ib u c ió n d e e iu d a d e s.

Año V, No. 14, agosto, 1977, p. 13.
ATHANASSIOU, STYLIANOS K.,

C r e c im ie n to e c o n ó m ic o re g io n a l y
u rb a n iza c ió n en C h ile, Año III, No.

7, abril, 1975, p. 71.
ATHANASSIOU, STYLIANOS K.,

R é p lic a a lo s c o m e n ta r io s d e F e r­
n a n d o C o r té s y A n g e l F lisfisc h s o ­
b re “C r e c im ie n to e c o n ó m ic o re g io n a l y u r b a n iza c ió n en C h ile" , Año

III, No. 8, agosto, 1975, p. 79.
BERARDO, FELIX M., BOCK, E. WILBUR Y lUTAKA, SUGIYAMA,
L a fa m ilia n u c le a r y e x te n d id a en áreas u rb a n a s
d e la A rg e n tin a , e l B ra sil y C h ile, Año II, No. 5, agosto, 1974, p. 63.

BERQUO, ELZA,
s o r te o .

S e le c c ió n d e u n id a d e s d e in fo r m a c ió n en e n c u e sta s
d e m o g r á fic a s : un m é t o d o p a ra c o n s tr u ir ta b la s d e

Año III, No. 8, agosto, 1975, p. 29.

BERQUO, ELZA Y MARQUES R. M.,

Un an álisis d e la f e c u n d id a d en
e l B rasil, segú n re g io n e s. Año I, No. 3, diciembre,

1973, p, 17.
BOCAZ, ALBINO,

E l u so d e la L e y d e M a k e h a m c o m o fu n c ió n d e m o ­
g rá fica , Año II, No. 6, diciembre, 1974, p. 37.

BOCK, E. WILBUR, lUTAKA, SUGIYAMA Y BERARDO, FELIX, L a
fa m ilia n u c le a r y e x te n d id a en áreas u rb a n a s d e la
A r g e n tin a , e l B ra sil y C h ile, Año II, No. 5, agosto, 1974, p. 63.

BOGAN, MARK Y CHl, PETER,

E s tu d io s o b r e m ig ra n te s y m ig ra n te s
d e r e to r n o en e l P e rú , (Documento de trabajo), Año

III, No. 9, diciembre, 1975, p. 95.
BRASS, WILLIAM Y HILL, KENNETH,

E s tim a c ió n d e la m o r ta lid a d
a d u lta a p a r tir d e in fo r m a c ió n s o b r e o rfa n d a d . Año

1, No. 2, agosto, 1973, p. 9.
CAMISA, ZULMA,
ras,

84

E l e s tu d io d e la f e c u n d id a d a p a r tir d e u n a e n c u e s ta
d e m o g r á fic a d e v isita s r e p e tid a s : e l ca so d e H o n d u ­

Año IV, No. 10, abril, 1976, p. 9.

CARVAJAL, MANUEL J., Hacia una mejor coordinación entre los ban­
cos de datos que contienen información so­
bre Latinoamérica en los Estados Unidos, Afio I , No. 3, diciembre,
1973, p. 27.
CONNING, ARTHUR Y DE JONG, JOHANNA, Aná/is/s de trayectoria
(path analysis): Aplicación en la demografía so­
cial con un ejemplo que emplea un programa disponible en CELADE,
Afio II, No. 5, agosto, 1974, p. 39.
CONNING, ARTHUR, El sistema de documentación sobre población
en América Latina (DOCPALj, Afio IV, No. 10,
abril, 1976, p. 95.
CORTES, FERNANEXD, Algunos problemas metodológicos en una
práctica de investigación histórico-estructural,
Afio IV, No. 11, agosto, 1976, p. 43.
CORTES, FERNANDO Y FLISFICH, ANGEL, Comentarios sobre
“Crecimiento económico y reponal y urganización en Chile" de Stylianos Athanassiou, Afio III, No. 8, agosto, 1975,
p. 29.
CORTES, FERNANDO Y FLISFISCH, ANGEL, Tasa de natalidad y
variables socio-económicas: una tiota metodo­
lógica, Año III, No. 8, agosto, 1975, p. 29.
CHI, PETER Y BOGAN, MARK, Estudios sobre migrantes y migrantes
de retomo en el Perú, (Documento de trabajo). Afio III,
No. 9, diciembre, 1975, p. 95,
DA MOTTA, VALERIA, Brasil, Mortalidad por sexo y grupos de eda­
des en el periodo 1950-70, Afio I, No. 1, a­

bra, 1973, p. 19.
DE JONG, JOHANNA Y CONNING, ARTHUR, Análisis de trayectoria
(path analysis): Aplicación en la demografía so­
cial con un ejemplo que emplea un programa disponible en CELADE,
Año II, No. 5, agosto, 1974, p. 39.
DE JONG, JOHANNA, La significación de la respuesta “N o quiere te­
ner más hijos”. Análisis basado en datos del
PECFAL-Rural de Costa Rica, Afio I, No. 1, abril, 1973, p. 23.
DI FILIPPO, ARMANDO, El desarrollo y la distribución espacial de la
población en América Latina, Año III, No.
7, abril, 1975, p. 43.

85

ELIZAGA, JUAN CARLOS,

In s e rc ió n d e las va ria b les d e m o g r á fic a s en
la p ro g r a m a c ió n e c o n ó m ic a y so cia l, Año

V, No. 15, diciembre, 1977, p. 9.
ERRAZURIZ, MARGARITA M. Y GONZALEZ, GERARDO,

Año
M u n d ia l d e la p o b la c ió n : L o s G o b ie r n o s
d e A m é r ic a L a tin a se re ú n e n . Año III, No. 9, diciembre, 1975, p. 75.

FARNOS, ALFONSO,

E s tim a c ió n d e la fe c u n d id a d m e d ia n te m é t o d o s
p r o p u e s to s p o r B rass, Año I^No. 3, diciembre,

1973, p. 29.
FLISFISCH, ANGEL Y CORTES, FERNANDO,

C o m e n ta r io s so b r e
“ C r e c im ie n to e c o n ó m ic o y re g io n a l y u r b a n iz a ­
c ió n en C h ile " d e S ty lia n o s A th a n a ss io u , Año III, No. 8, agosto, 1975,

p. 75.
FLISFISCH, ANGEL Y CORTES, FERNANDO,
va ria b les so c io -e c o n ó m ic a s :
g ica ,

Tasa d e n a ta lid a d y
U na n o ta m e t o d o l ó ­

Año III, No. 8, agosto, 1975, p. 29.

FUCARACCIO, ANGEL,
c o s d e l c o n tr o l n a ta l.

Un c o m e n ta r io c r i ti c o a l m o d e lo T E M P O u ­
tiliz a d o p a ra m o s tr a r lo s b e n e fic io s e c o n ó m i­

Año IV, No. 10, abril, 1976, p. 47.

FUCARACCIO, ANGEL,

A c e r c a d e la c o n c e p tu a liz a c ió n d e l c o m p o r ta ­
m ie n to d e la f e c u n d id a d en lo s m o d e lo s m a ­
c r o e c o n ó m ic o -d e m o g r á fic o s . Año V, No. 15, diciembre, 1977, p. 21.

GALICA, FERNANDO,

L a u r b a n iza c ió n en A m é r ic a L a tin a : A s p e c to s
e sp a c ia le s y d e m o g r á fic o s d e l c r e c im ie n to u r­
b a n o y d e la c o n c e n tr a c ió n d e la p o b la c ió n . Año III, No. 9, diciembre,

1975, p. 9.
GONZALEZ, GERARDO Y ERRAZURIZ, MARGARITA M.,

Año
M u n d ia l d e la p o b la c ió n : L o s g o b ie r n o s d e
A m é r ic a L a tin a se reú n en . Año III, No. 9, diciembre, 1975, p. 75.

HERRERA, LIGIA,
p. 47.
HERRERA, LIGIA,

L a u b ic a c ió n d e las c iu d a d e s en e l e sp a c io g e o g r á ­
f i c o d e A m é r ic a L a tin a , Año II, No. 4, abril, 1974,
L o s s itio s d e u b ic a c ió n y e l c r e c im ie n to d e las c iu ­
d a d e s, Año I, No. 1, abril, 1973, p. 9.

HILL, KENNETH Y BRASS, WILLIAM,

E s tim a c ió n d e la m o r ta lid a d
a d u lta a p a r tir d e in fo rm a c ió n s o b r e o rfa n d a d . Año

1, No. 2, agosto, 1973, p. 9.
86

HILL, KENNETH,

M é to d o s in d ir e c to s p a ra e s tim a r la m o r ta lid a d .
je m p lo s d e a p lic a c io n e s en B a n g la d esh , Año III,

E­

No.

9, diciembre, 1975, p. 55.
HILL, KENNETH,

E l u so d e la in fo r m a c ió n s o b r e o r fa n d a d p a ra e s t i­
m a r la s u p e r v iv e n c ia en e d a d e s a d u lta s. Año V, No.

15, diciembre, 1977, p. 59.
lUTAKA, SUGIYAMA, BERARDO, FELIX Y BOCK, E. WILBUR, La
fa m ilia n u c le a r y e x te n d id a en áreas u rb a n a s d e
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ORTEGA, ANTONIO,

88

E stim a c io n e s d e m o g r á fic a s en p a ís e s c o n e sta -

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Nacional de Honduras (EDENH), Año I, No. 2, agosto, 1973, p. 37.
ORTEGA, ANTONIO, Situación demográfica actual de Costa Rica y
perspectivas futuras, Año V, No. 14, agosto,
1977, p. 25.
PANTELIDES, EDITH, El hogar como unidad de análisis de los datos
censales: importancia y posibilidades. Año II,
No. 4, abril, 1974, p. 17.
PECHT, WALDOMIRO, Agricultura y dinámica de población. Año IV,
No. 12, diciembre, 1976, p. 11.
PERALTA, RENE Y LOPES, VALDECIR, La elaboración de datos
censales: problemas y sugerencias. Año II, No. 6,
diciembre, 1974, p. 65.
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quinquenales de edades, 1950-2000, Año III, No.9, di­
ciembre, 1975, p. 35.
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dos económicos y demográficos para pro­
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SERMEÑO, JOSE A., La salud de la población salvadoreña. Año IV,
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P-7.
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la Argentina, Año II, No. 5, agosto, 1974, p. 23.
SOMOZA, JORGE, Encuesta demográfica nacional de Bolivia. Informe
sobre aspectos demográficos, Año IV, No. 11, agos­
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de hijos propios. Aplicación a datos de la Argentina de 1895, Año V,
No. 14, agosto, 1977, p. 83.
SOMOZA, JORGE, ARRETX, CARMEN Y MELLATE, ROLANDO,

Estimación de la mortalidad adulta a partir de la in-

89

f o r m a c ió n s o b r e la e s tr u c tu r a p o r e d a d d e las m u e r te s. A p lic a c ió n a d a ­
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diciembre, 1977, p. 89.
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bajo), Año V, No. 14, agosto, 1977, p. 109.
TORRADO, SUSANA,

L a d is c rim in a c ió n segú n g r u p o s so c ia le s en lo s
e s tu d io s d e m o g r á fic o s . Año IV, No. 12, diciem­

bre, 1976, p. 57.
TORRADO, SUSANA,

S o c io lo g ía d e la p o b la c ió n en A m é r ic a L a tin a :
U na e x p e r ie n c ia d e tra b a jo . Año IV, No. 11, a­

gosto, 1976, p. 65.
TURNER, JEAN,
lo to ,

E l c o n t e x t o e c o n ó m ic o y e l s ig n ific a d o d e l ta m a ñ o
d e la fa m ilia p a ra lo s p a d r e s en C h ile: Un e s tu d io p i ­

Año III, No. 8, agosto, 1975, p. 9.

URZUA, RAUL,

(Notas prelimi­
nares), Año III, No. 7, abril, 1975, p. 7.

L a m u je r y las p o lí ti c a s d e p o b la c ió n ,

VAESSEN, MARTIN,

L a s re la c io n e s m a r id o -m u je r y la p la n ific a c ió n d e
la fa m ilia en 7 c iu d a d e s d e A m é r ic a L a tin a , Año

I, No. 1, abril, 1973, p. 27.
ZUÑIGA, JORGE,

S ín te s is d e u n a in v e s tig a c ió n s o c io -d e m o g r á fic a d e l
é x o d o ru ra l en la p r o v in c ia d e C o q u im b o (C h ile ),

(Documento de trabajo). Año IV, No. 10, abrü, 1976, p. 111.

90

ORDEN TEMATICO

1. Interrelaciones de la Demografía con otras variables.

ARGUELLO, OMAR,

C h ile:

H e te r o g e n e id a d agraria y m ig ra c ió n .

Año

IV, No. 12, diciembre, 1976, p. 105.
CORTES, FERNANDO Y FLISFISCH, ANGEL,
va ria b les s o c io -e c o n ó m ic a s :
ló g ica ,

Tasa d e n a ta lid a d y
U na n o ta m e t o d o ­

Año III, No. 8 , agosto, 1975, p. 29.

DE JONG, JOHANNA Y CONNING, ARTHUR,

A n á lisis d e tr a y e c to ­
ria (p a th a n a ly s is): A p lic a c ió n en la d e m o g r a ­
e je m p lo q u e e m p le a un p ro g r a m a d is p o n ib le en

f í a so c ia l c o n un
C E L A D E , Año II, No.

5, agosto, 1974, p. 39.

ELIZAGA, JUAN CARLOS,

In s e rc ió n d e las va ria b les d e m o g r á fic a s en
la p r o g r a m a c ió n e c o n ó m ic a y so c ia l. Año

V, No. 15, diciembre, 1977, p. 9.
FUCARACCIO, ANGEL,

A c e r c a d e la c o n c e p tu a liz a c ió n d e l c o m p o r ta ­
m ie n to d e la f e c u n d id a d en lo s m o d e lo s m a ­
c r o e c o n ó m ic o -d e m o g r á fic o s . Año V, No. 15, diciembre, 1977.

KAMINSKY, MARIO,

Tasa d e n a ta lid a d y va ria b les so c io -e c o n ó m ic a s :
U na n o ta . Año IV, No. 11, agosto, 1976, p. 97.

LIRA, LUIS FELIPE,

E d u c a c ió n y m ig ra c io n e s h a c ia las á rea s u rb a n a s
d e A m é r ic a L a tin a : R e v is ió n d e a lg u n o s e s t u ­

d io s ,

(Documento de trabajo), Año II, No. 6 , diciembre, 1974, p. 113.

LIRA, LUIS FELIPE,

L a d is tr ib u c ió n d e la e d u c a c ió n en C h ile.

Año I,

No. 2, agosto, 1973, p. 23.
PECHT, WALDOMIRO,

A g ric u ltu r a y d in á m ic a d e p o b la c ió n .

Año IV.

No. 12, diciembre, 1976, p. 11.
SCHIFELBEIN, ERNESTO Y PUJOL, JOSE M.,
y e c t a r re c u rso s

I n te g ra c ió n d e m é t o ­
d o s e c o n ó m ic o s y d e m o g r á fic o s p a ra p r o ­
h u m a n o s: e l c a so Je/Earaguav, Año V, No. 15, di­

ciembre, 1977, p. 37.
SERMEÑO, JOSE A., L a sa lu d d e la p o b la c ió n sa lv a d o re ñ a . Año IV,
No. 11, agosto, 1976, p. 79.
91

SINGER, PAUL, Repercusiones de la dinámica poblacional brasileña en
lo económico-social. Año II, No. 5, agosto, 1974, p. 7.

2. Demografía general.

ORTEGA, ANTONIO, Situación demográfica actual de Costa Rica y
perspectivas futuras. Año V, No. 14, agosto,
1977, p. 25.

3. Teoría y métodos demográficos.

BOCAZ, ALBINO, El uso de la Ley de Makeham como Función Demo­
gráfica, Año II, No. 6, diciembre, 1974, p. 37.
HILL, KENNETH, El uso de la información sobre orfandad para esti­
mar la supervivencia en edades adultas. Año V, No.
15, diciembre, 1977, p. 59.
KENDALL, MAURICE Y O’MUIRCHEARTAIGH, C.A., Análisis de
trayectoria y construcción de modelos. Año V,
No. 14, agosto, 1977, p. 59.
MARQUES, R.M. Y BERQUO, ELZA, Selección de unidades de infor­

mación en encuestas demográficas: un método para
construir tablas de sorteo. Año III, No. 8, agosto, 1975, p. 29.
MEDICA, VILMA, Uso de la información relativa al orden de nacimien­

to, proporcionada por los registros vitales de Pana­
má y Chile, para derivar estimaciones de la fecundidad. Año II, No. 4 , a­
bril, 1974, p .6 1 .
ORTEGA, ANTONIO, Aplicaciones del modelo de población maltusia­
na propuesto por Bourgeois-Pichat, Afio IH, No.

8, agosto, 1975, p. 63.

92

ORTEGA, ANTONIO, E stim a c io n e s d e m o g r á fic a s en p a ís e s c o n e s ta ­
d ís tic a s in c o m p le ta s : L a E n c u e s ta D e m o g r á fic a
N a c io n a l d e H o n d u r a s (E D E N H j, Año I, Voi. 2, agosto, 1973, p. 37.

SOMOZA, JORGE, E l s is te m a d e ta b la s d e v id a d e B rass: A p lic a c ió n a
la A r g e n tin a , Año II, No. 5, agosto, 1974, p. 23.
SOMOZA, JORGE, E n c u e s ta d e m o g r á fic a n a c io n a l d e B o liv ia , I n f o r m e
s o b r e a s p e c to s d e m o g r á fic o s . Año IV, No. 11, agos­
to, 1976, p. 11.
SOMOZA, JORGE, U na id e a p a ra e s tim a r la p o b la c ió n e m ig r a n te p o r
s e x o y e d a d e n e l c e n so d e un p a ís . Año V, No. 15,
diciembre, 1977, p. 89.
SPIELMAN, EVELYN, N o ta s s o b r e la u tiliz a c ió n d e la fu n c ió n d e
G o m p e r tz en e l e s tu d io d e la f e c u n d id a d . Año
IV, No. 12, diciembre, 1976, p. 37.

4. Demografía histórica.

ARRETX, CARMEN, MELLAFE, ROLANDO Y SOMOZA, JORGE,
d e h ijo s p r o p io s .

E s tim a c ió n d e la f e c u n d id a d m e d ia n te e l m é t o d o
A p lic a c ió n a d a to s d e la A r g e n tin a d e 1 8 9 5 , Año V,

No. 14, agosto, 1977, p. 83.
ARRETX, CARMEN, MELLAFE, ROLANDO Y SOMOZA, JORGE,
E s tim a c ió n d e la m o r ta lid a d a d u lta a p a r tir d e la
in fo r m a c ió n s o b r e la e s tr u c tu r a p o r e d a d d e la s m u e r te s. A p lic a c ió n a
d a to s d e S a n F e lip e en t o m o a 1 7 8 7 , Año V, No. 13, abril, 1977, p. 81.

5. Fuentes de datos demográficos.

CARVAJAL, MANUEL J., H a cia u n a m e jo r c o o r d in a c ió n e n tr e lo s b a n ­
c o s d e d a to s q u e c o n tie n e n in fo r m a c ió n so -

93

b r e L a tin o a m é r ic a en lo s E s ta d o s U n id o s,

Año 1, No. 3, diciembre,

1973, p. 27.
CONNING, ARTHUR,

E l s is te m a d e d o c u m e n ta c ió n s o b r e p o b la c ió n
en A m é r ic a L a tin a (D O C P A L ), Año IV, No. 10,

abril, 1976, p. 95.
LOPES, VALDECIR,

L as f u e n te s tr a d ic io n a le s d e d a to s d e m o g r á fic o s
en A m é r ic a L a tin a , Año I, No. 2, agosto, 1973,

p, 17.
LOPES, VALDECIR Y PERALTA, RENE,

L a e la b o r a c ió n d e d a to s
p r o b le m a s y su g eren cia s, Año II, No. 6 ,

cen sa les:

diciembre, 1974, p. 65.
LOPES, VALDECIR, L o s

c e n so s c o m o f u e n te s d e d a to s en A m é r ic a L a ­

tin a,

Año II, No. 5, agosto, 1974, p. 49.

TORRADO, SUSANA, A lg u n a s

r e fle x io n e s s o b r e lo s c e n so s d e 1 9 8 0 r e ­
la c io n a d a s c o n la in v e s tig a c ió n s o c io -d e m o g r á fi­
ca y las p o lític a s d e p o b la c ió n en A m é r ic a L a tin a , (Documento de tra­

bajo), Año V, No. 14, agosto, 1977, p. 109.

6 . Urbanización, migraciones internas y distribución espacial.

ALBERTS, JOOP,

H acia un m e jo r e n te n d im ie n to d e lo s m o tiv o s p a ra
m igrar. Año II, No. 4, abril, 1974, p. 7.

AREVALO, JORGE,
na.

L o s s u p u e s to s d e l m é t o d o d e las re la c io n e s d e su ­
p e r v iv e n c ia en la m e d ic ió n d e la m ig ra c ió n in te r ­

Año II, No. 5, agosto, 1974, p. 81.

ARGUELLO, OMAR,

C h ile:

H e te r o g e n e id a d agraria y m ig ra c ió n .

Año

rV, No. 12, diciembre, 1976, p. 105.
ARRIAGA, EDUARDO,

A p lic a c ió n d e l ín d ic e d e c o n c e n tr a c ió n d e G in i en e l an álisis d e la d is tr ib u c ió n d e c iu d a d e s,

Año V, No. 14, agosto, 1977, p. 13.
ATHANASSIOU, STYLIANOS K.,
7, abril, 1975, p. 71.
94

C r e c im ie n to e c o n ó m ic o re g io n a l y
u rb a n iza c ió n en C hile. Año III, No.

ATHANASSIOU, STYLIANOS K., R é p lic a a ìo s c o m e n ta r io s d e F e r­
n a n d o C o rté s y A n g e l F lisfìse h s o ­
b r e “C r e c im ie n to e e o n ó m ic o re g io n a l y u rb a n iza c ió n en C h ile ”, Año

III, No. 8, agosto, 1975, p. 79.
CORTES, FERNANDO Y FLISFLISCH, ANGEL, C o m e n ta r io s o b r e
“C r e c im ie n to e c o n ó m ie o y re g io n a l y u rb a n iza e ió n en C h ile ” d e S ty lia n o s A th a n a s s io u , Año III, No.8, agosto, 1975,

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CHI. PETER Y BOGAN, MARK, E s tu d io s o b r e m ig ra n te s y m ig ra n te s
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DI FILIPPO, ARMANDO, E l d e s a r r o llo y la d is tr ib u c ió n e sp a c ia l d e la
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GATIC A, FERNANDO, L a u rb a n iza c ió n en A m é r ic a L a tin a : A s p e c to s
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b a n o y d e la c o n c e n tr a e ió n d e la p o b la e ió n . Año III, No. 9, diciembre,

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HERRERA, LIGIA, L a u b ic a c ió n d e las c iu d a d e s en e l e s p a c io g e o g rá fi­
c o d e A m é r ie a L a tin a , Año II, No. 4, 1974, p. 47.
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LIRA, LUIS FELIPE, E d u c a c ió n y m ig ra c io n e s h a cia las áreas u rb a n a s
d e A m é r ic a L a tin a :
d io s ,

R e v is ió n d e a lg u n o s e s t u ­

(Documento de trabajo). Año II, No. 6, diciembre, 1974, p. 113.

ZUÑIGA, JORGE, S ín te s is d e u n a in v e s tig a c ió n s o c io -d e m o g r á fic a d e l
é x o d o ru ra l en la p r o v in c ia d e C o q u im b o (C h ile ),

Año rV, No. 10, abril, 1976, p. 111.

7. Migraciones internacionales

MORALES, JULIO, E s tr u c tu r a s tip o d e in m ig ra c ió n in te rn a c io n a l. Año
H, No. 6, diciembre, 1974, p. 95.

95

MORALES, JULIO,

L a tin o a m e r ic a n o s en lo s E s ta d o s U n id o s, an álisis
d e l c r e c im ie n to in te r c e n s a l d e la d é c a d a d e l 6 0 y
c a r a c te r ís tic a s b ásicas en 1 9 7 0 , Año IV, No. 12, diciembre, 1976, p, 81.

SOMOZA, JORGE,

U na id e a p a ra e s tim a r la p o b la c ió n e m ig ra n te p o r
s e x o y e d a d en e l c e n so d e un p a ís . Año V, No. 15,

diciembre, 1977, p. 89.

8 . Políticas de población

GONZALEZ, GERARDO Y ERRAZURIZ, MARGARITA M.,

Año
M u n d ia l d e la p o b la c ió n : lo s g o b ie r n o s d e A ­

m é r ic a L a tin a se re ú n e n .

Año III, No. 9, diciembre, 1975, p. 75.

LYRA MADEIRA, JOAO,

H acia u n a p o lí ti c a d e m o g r á fic a .

Año II, No.

6 , diciembre, 1974, p. 13.

MIRO, CARMEN,

T em as d e p o b la c ió n : p u n to s d e v is ta d iv e r g e n te s .

Año II, No. 6 , diciembre, 1974, p, 7.
TORRADO, SUSANA, A lg u n a s

r e fle x io n e s s o b r e lo s c e n so s d e 1 9 8 0 r e ­
la c io n a d a s c o n la in v e s tig a c ió n s o c io -d e m o g r á fi­
ca y las p o lí ti c a s d e p o b la c ió n en A m é r ic a L a tin a , (Documento de tra­

bajo), Año V, No. 14, agosto, 1977, p. 109,
URZU A, RAUL,

L a m u je r y las p o lític a s d e p o b la c ió n ,

(Notas prelimi­

nares), Año III, No. 7, abril, 1975, p. 7.

9. Crecimiento de la población

ORTEGA, ANTONIO,

E s tim a c io n e s d e m o g r á fic a s en p a ís e s c o n e s ta ­
d ís tic a s in c o m p le ta s : L a E n c u e s ta D e m o g r á fi­
ca N a c io n a l d e H o n d u ra s (E D E N H ), Año I, No. 2, agosto, 1973, p. 37.

96

PUJOL, JOSE, Proyecciones de la población de Chile por sexo y grupos
quinquenales de edades, 1950-2000, Año III, No. 9, di­
ciembre, 1975, p. 35.

10. Fecundidad.

ARRETX, CARMEN, Estimación de la fecundidad a base de informa­

ción sobre hijos nacidos vivos, recogida en censos
sucesivos. Año I, No. 3, diciembre, 1973, p. 7.
BERQUO, ELZA, Un análisis de la fecundidad en el Brasil, según regio­
nes, Año I, No. 3, diciembre, 1973, p. 17.
CAMISA, ZULMA, El estudio de la fecundidad a partir de una encuesta

demográfica de visitas repetidas: el caso de Hondu­
ras, Año IV, No. 10, abril, 1976, p. 9.
CORTES, FERNANDO Y FLISFLISCH, ANGEL, Tasa de natalidad y

variables socio-económicas: una nota metodo­
lógica, Año III, No. 8, agosto, 1975, p. 29.
DE JONG, JOHANNA, La significación de la respuesta “ o quiere te­
N

ner más hijos”. Análisis basado en datos del
PECFAL-Rural de Costa Rica, Año I, No. 1, abril, 1973, p. 23.
FAUNOS, ALFONSO, Estimación de la fecundidad mediante métodos
propuestos por Brass, Año I, No. 3, diciembre,
1973, p. 29.
FUCARACCIO, ANGEL, Acerca de la conceptuálización del comporta­

miento de la fecundidad en los modelos ma­
cro económico-demográficos. Año V, No. 15, diciembre, 1977, p. 21.
KAMINSKY, MARIO, Tasa de natalidad y variables socio-económicas:
una nota. Año IV, No. 11, agosto, 1976, p. 97.
KENDALL. MAURICE, Algunas observaciones acerca de los problemas

estadísticos que pueden presentarse en el análi­
sis de la Encuesta Mundial de Fecundidad, Año V, No. 13, abril, 1977,
p. 109.

97

LIRA, LUIS FELIPE,

E s tr u c tu r a fa m ilia r, p o b la c ió n y f e c u n d id a d en
A m é r ic a L a tin a : A n á lisis d e a lg u n o s e s tu d io s .

Año V, abril, 1977, p. 9.
MEDICA, VILMA,

U so d e la in fo rm a c ió n re la tiv a a l o rd e n d e n a c im ie n ­
to , p r o p o r c io n a d a p o r lo s re g istr o s v ita le s d e P an am á
y C h ile, p a ra d e riv a r e s tim a c io n e s d e la fe c u n d id a d . Año II, No. 4, abril,

1974, p, 61.
SPIELMAN, EVELYN,

N o ta s s o b r e la u tiliz a c ió n d e la f u n c ió n d e
G o m p e r tz en e l e s tu d io d e la fe c u n d id a d . Año

IV, No. 12, diciembre, 1976, p. 37.

11. Planificación de la familia

ARAICA, HILDEBRANDO,

A lg u n a s e stim a c io n e s s o b r e la p r á c tic a a n ­
tic o n c e p tiv a en la R e p ú b lic a d e P an am á,

(Documento de trabajo), Año III, No. 8 , agosto, 1975, p. 89.
DE JONG, JOHANNA,

L a sig n ific a c ió n d e la r e s p u e s ta “N o q u ie r e t e ­
n e r m á s h i j o s ’’. A n á lisis b a sa d o en d a to s d e l
P E C F A L -R u r a l d e C o sta R ic a , Año I, No. 1, abril, 1973, p. 23.

FUCARACCIO, ANGEL,
c o s d e l c o n tr o l n a ta l.

Un c o m e n ta r io c r í ti c o a l m o d e lo T E M P O u t i ­
liz a d o p a ra m o s tr a r lo s b e n e fic io s e c o n ó m i­

Año IV, No. 10, abril, 1976, p. 47.

VAESSEN, MARTIN,

L a s re la c io n e s m a r id o -m u je r y la p la n ific a c ió n d e
la fa m ilia en 7 c iu d a d e s d e A m é r ic a L a tin a , Año

I, No. 1, abril, 1973, p. 27.

12. Nupcialidad y familia

BOCK, E. WILBUR, BERARDO, FELIX Y lUTAKA, SUGIYAMA,¿a
fa m ilia n u c le a r y e x te n d id a en áreas u rb a n a s d e la

98

A r g e n tin a , e l B rasil y C hile.

Ano II, No. 5, agosto, 1974. p. 63.

LIRA, LUIS FELIPE,

E str u c tu ra fa m ilia r, p o b la c ió n y f e c u n d id a d en
A m é r ic a L a tin a :
.Análisis d e a lg u n o s e s tu d io s .

Año V, abril, 1977, p. 9.
LOPES, VALDECIR,

L a fa m ilia en e l B rasil, scgiin e l c e n so d e p o b la ­
c ió n d e 1 9 6 0 . Año IV. No. 10. abril, 1976. p. 67.

PANTELIDES, EDITH,

E l h o g a r c o m o u n id a d d e an álisis d e lo s d a to s
cen sa les: im p o r ta n c ia v p o s ib ilid a d e s . Año II,

No. 4, abril, 1974, p. 17.
TURNER, JEAN,
lo to ,

'

E l c o n t e x t o e c o n ó m ic o y e l s ig n ific a d o d e l ta m a ñ o
d e la fa m ilia para lo s p a d r e s en C h ile: un e s tu d io p i ­

Año III, No. 8, agosto, 1975, p. 9.

13. Mortalidad y morbilidad.

BRASS, WILLIAM Y HILL, KENNETH,/fsrimaotón

d e la m o r ta lid a d a ­
d u lta a p a r tir d e in fo r m a c ió n s o b r e o rfa n d a d . Año

I, No. 2, agosto, 1973, p. 9.
DA MOTTA, VALERIA,

B rasil, M o r ta lid a d p o r se x o
d e s en e l p e r í o d o 1 9 5 0 -7 0 .

v g ru p o s d e e d a ­
Año I, No. 1, a­

bril, 1973, p. 19.
HILL, KENNETH,

M é to d o s in d ir e c to s p a ra e s tim a r la m o r ta lid a d .
je m p lo s d e a p lic a c io n e s en B a n g la d esh . Año 111,

E­

No.

9, diciembre, 1975, p. 55.
SOMOZA, JORGE,

S o b r e v iv e n c ia d e a b u e lo s . (Documento de trabajo).
Año 3, No. 7, abril, 1975, p. 87.

14. Fuerza de trabajo

KIRSCH, HENRY,

L a p a r tic ip a c ió n d e la m u je r en lo s m e r c a d o s d e tr a ­
b a jo en L a tin o a m é r ic a , Año III, No. 7, abrü, 1975,

p. 19.
99

SCHIFELBEIN, ERNESTO Y PUJOL, JOSE M., Integración de méto­
dos económicos y demográficos para proyectar recur­
sos humanos: el caso del Paraguay, Año V, No. 15, diciembre, 1977,
p. 37.

15. Otros temas

ALDUNATE, ADOLFO, Efectos sociales de la rápida industrialización:
el caso de Sao José dos Campos, Año V, No.
13, abril, 1977, p. 51.
CORTES, FERNANDO, Algunos problemas metodológicos en una
práctica de investigación histórico-estructural.
Año IV, No. 11, agosto, 1976, p. 43.
TORRADO, SUSANA, La discriminación según grupos sociales en los
estudios demográficos. Año IV, No. 12, diciem­
bre, 1976, p. 57.
TORRADO, SUSANA, Sociología de la población en América Latina:
una experiencia de trabajo. Año IV, No. 11, a­
gosto, 1976, p. 65.

100

ACTUALIDADES
C ontinuando con su p o lítica de recibir a pro­
fesionales de_ recon ocid o p r e stid o en el cam po de
la dem ografía, el CELADE ha invitado al doctor
Nathan K eyfitz, profesor de dem ografía de la Elniversidad de Harvard, para dirigir un sem inario sobre
dem ografía m atem ática.

SEMINARIO SOBRE
DEMOGRAFIA MATE­
MATICA

El p rop ósito del sem inario, que se llevará a
e fe c to entre e l 19 y el 27 de enero de 1 9 7 8 , en San
José, es discutir y analizar algunos cap ítu los de la
obra del Dr. K eyfitz Introduction to the Mathema­
tics o f Population, publicada en 1 9 6 8 .
Se ha invitado a participar en e l sem inario a
varios dem ógrafos latinoam ericanos especializados
en lo s tem ás que se abordarán en él. Tam bién par­
ticiparán en las discusiones los profesores y los
alum nos del Curso de Análisis D em ográfico Avan­
zado del C ELA DE.
C on el fin de facilitar el estu d io y lograr un
m ayor aprovecham iento del sem inario, el CELADE
h a preparado un a versión en españ ol de los cap ítu ­
los seleccion ad os del lib ro antes m en cion ad o, ver­
sión qu e se distribuyó co n la debida antelación en­
tre lo s participantes.
D el 11 al 15 de abril de 1977 se llevó a cabo,
e n la ciudad de Sao Paulo (B rasil),la V R eu iü ó n del
G rupo de Trabajo sobre e l P roceso de R eproduc­
ción de la Población de la C om isión de Población y
D esarrollo, d el C onsejo L atinoam ericano de Cien­
cias Sociales (CLACSO).
La reunión tuvo ^ o r o b jeto proseguir e l análi­
sis teórico y m eto d o ló g ico de lo s asp ectos sustanti­
vos de la rep rod ucción hum ana y sus relaciones con
los procesos globales de desarrollo de la Am érica
Latina, con arreglo a los siguientes tem as centrales:
1.

V REUNION DEL GRUPO
DE TRABAJO SOBRE EL
PROCESO DE REPRO­
DUCCION DE LA POBLA­
CION DE LA COMISION
Y DESARROLLO DEL
CONSEJO LATINOAME­
RICANO DE CIENCIAS
SOCIALES

E stu d io sobre la c o n cep tu a liza d ó n del co m ­
portam ien to reproductivo y sobre e l p rop io
c o n cep to de rep rod ucción d e la p ob lación .

101

2.

E studios em p íricos sobre las relaciones entre
la estructura social y los agentes sociales, es­
p ecialm en te el papel de las in stitu cion es, co­
m o la familia.

3.

Análisis y discusión críticos de los trabajos
realizados sobre la base de las investigaciones
que se han llevado a cabo hasta el presente.

4.

Evaluación de la in flu en cia que el trabajo te ó ­
rico realizado por el G rupo puede haber ejer­
cid o sobre las investigaciones em píricas que
se han h ech o en la Am érica Latina en los
ú ltim os tres años.

El C entro de E studios D em ográficos (CEDEM ) de la Facultad de E con om ía de la Universi­
dad de La Habana (Cuba) in ició, el 1 ° de diciem bre
de 1 9 7 7 , un programa de ESTUDIO DE POSTGRA DO EN DEMOGRAFIA que tien e por ob jeto
profundizar la enseñanza de esta disciplüia, por un
lad o, y ampliar la visión interd isciplinaiia de la
m ism a, por el otro.

ESTUDIO DE POSTGRA­
DO EN DEMOGRAFIA
EN LA UNIVERSIDAD
DE LA HABANA

El plan de estu d ios abarca m aterias básicas de
dem ografía, tan to de carácter em in en tem en te te ó ­
rico com o técn ico , que con stitu y en el fundam ento
d el curso de postgrado, y m aterias instrum entales,
que se p ropon en consolidar co n ocim ien tos necesa­
rios para la adecuada com prensión de las materias
básicas. C om o m aterias básicas figuran las siguien­
tes: In trod ucción a la D em ografía, M ortalidad, F e­
cundidad, D istribución espacial y m igraciones. R e­
cursos hu m anos. T écnicas de análisis y estim ación
de la p ob lación . E co n o m ía y p ob lación , y M ode­
los m atem áticos de pob lación; y com o materias
instrum entales:M atem áticas para dem ográfos. Aná­
lisis e sta d ístic o , y M étod os y T écnicas de la in vesti­
gación social.
El curso, dividido en cuatro ciclos sem estrales,
tien e una duración de dos años.
El C om ité Internacional de C ooperación en
Investigaciones N acionales de D em ografía celebró
su Q uinta A sam blea G eneral en Ciudad de M éxico,
d el 10 al 12 de agosto de 1977.
La Asam blea aprobó sin m od ificacion es el te­
m ario propu esto:
□
□

a)

A ctividades desarrolladas por e l CICRED
desde la Cuarta A sam blea, celebrada en
B u caiest (R um ania)

□

b)

O rganización adm inistrativa

□
□

c)

R eun ión de representantes de los cen tros
nacionales de investigaciones dem ográfi-

102

QUINTA ASAMBLEA
GENERAL DEL CICRED

□

d)

Programa de trabajo del CICRED: 1 9 7 8 ­
1982

M ereció especial atención de parte de lo s asis­
ten tes e l tem a relacionado con la organización ad­
m inistrativa del CICRED. Se acordo a este respec­
to ampliar el C onsejo a un m áxim o de 25 m iem ­
bros elegid os p or la Asam blea por un plazo de cua­
tro años, y designar una Mesa D irectiva com p u esta
de cin co consejeros, m ás d os m iem bros ex officio
designados por la U n ión Internacional para el Estu­
d io C ien tífico de la Población (lU S S P ) y el F o n d o
de las N aciones Unidas para A ctividades en Materia
de Población (U N F P A ).
F in alm ente, com o algunos representantes h i­
cieran valer que el CICRED n o ten ía en realidad
c o m o ob jeto coordinar 1m investigaciones dem ográ­
ficas nacionales, sin o m ás bien prom over la c o o p e ­
ración entre lo s cen tros nacionales de dem ografía,
se acord ó m odificar el n om b re del C om ité y d en o­
m inarlo en lo su cesivo Comité Internacional de

Cooperación en Investigaciones Nacionales de De­
mografía.
_
Catálogo
árabe.

General:

Inglés, francés, españ ol y

Informes de Actividades: (Inglés solam en te)
La E ncuesta M undial de Fecundidad:
tres prim eros años.

PROGRAMA DE PUBLI­
CACIONES DE LA EN­
CUESTA MUNDIAL DE
FECUNDIDAD (Estado al
I ^ de marzo de 1978)

Los

La E ncuesta M undial de Fecundidad:
1975 - D iciem bre 1975

Enero

La E ncuesta M undial de Fecundidad:
1 9 7 6 - D iciem bre 1976

Enero

Publicaciones no periódicas (Inglés solam en te)
1.

Encuestas de fecundidad y temas conexos,
William G. D uncan

2.

La Encuesta Mundial de Fecundidad: proble­
mas y posibilidades del inventario de la En­
cuesta: Encuestas principales de fecundidad
y temas conexos 1960-1973, J.C. Caldw ell

3.

Asia

4.

Africa

5.

América Latina

6.

Europa, América del Norte y Australia

7.

Estudio de la fecundidad y el cambio de la
fecundidad en Africa Tropical, J.C. (3aldwell

Sam uel Baum

etxil.

103

8.

Datos de las encuestas de fecundidad, a nivel
de comunidad, R onald Freedm an

9.

Ejemplos de cuestionarios a nivel de comuni­
dad, R onald Freedm an

10.

Bibliografía seleccionada de trabajos sobre
fecundidad, G yórgy T. Acsádi

11.

Datos económicos para los análisis de fecundi­
dad, D eborah S. Freedm an (con Eva MueUer)

12.

Módulos económicos para uso en las encuestas
de fecundidad en países en desarrollo, D eb o­
rah S. Freedm an y Eva MueUer

13.

Tamaño ideal de la familia, H elen Ware

14.

Modernismo, David G oldberg

15.

La Encuesta de Fecundidad de Fiji: • un co­
mentario critico, M .A. Sahib et.al.

16.

La Encuesta de Fecundidad de Fiji: un co­
mentario crítico - anexos, M .A. Sahib et.al.

17.

Errores de maestreo en ¡as encuestas de fecun­
didad, L. Kish et.al.

18.

La Encuesta de Fecundidad de la República
Dominicarui: una evaluación, N. R am írez
et.al.

19.

Módulos de la Encuesta Mundial de Fecundi­
dad: aborto, otros factores aparte de los anti­
conceptivos que afectan la fecundidad, plani­
ficación familiar y mortalidad general. En­
cuesta Mundial de Fecundidad, personal cen ­
tral.

Documentación básica
1.

C uestionarios básicos, (Inglés, francés, español
y árabe)

2.

M anual de organización de la Encuesta, (In ­
glés, francés, españ ol y árabe)

3.

M anuel de d iseñ o de la m uestra, (Inglés, fran­
cés y árabe).

4.

M anuel de capacitación
árabe)

5.

Instrucciones para las supervisoras, (Inglés,
francés, árabe y españ ol)

6.

In strucciones para las entrevistadoras, (Inglés,
francés,'español y árabe)

104

(Inglés, francés y

7.

M anuel de crítica y codificación , (Inglés y
francés)

8.

Instrucciones para el inform e N o . 1 del país,
(Inglés)

9.

Estrategias para el análisis de lo s datos de la
Encuesta Mundial de F ecun didad , (Inglés)

10.

M odificaciones a los cuestionarios básicos y
d ocu m en tos co n ex o s de la E ncuesta de F e­
cundidad, (Inglés)
C od ificación de ocu p acion es. Una revisión
del an exo 4 del m anual de crítica y cod ifica­
ción , (Inglés)

Boletines técnicos (Inglés solam ente)
1.

Algunas observaciones acerca de los proble­
m as esta d ísticos que p u ed en presentarse en el
análisis de la E ncuesta Mundial de F ecun di­
dad, Sir Maurice K endall

2.

Análisis de trayectoria y con stru cción de m o ­
d elos Sir .Maurice K endall y C.O’Muircheartaigh

Informes científicos (Inglés solam en te)
1.

Evaluación de la disponibilidad de m étod os
de con trol de la fecu ndidad , Germán R od rí­
guez

2.

Problem as id iom áticos en el cam po del traba­
jo dem ográfico en Africa: el caso de la En­
cuesta de F ecim didad de Cam erún, H elen
Ware

Resúmenes
1.

La E ncuesta de F ecundidad de Fiji 1 9 7 4 , (In ­
glés, francés y españ ol)

2.

La Encuesta de F ecundidad de R epública D o­
m inicana, (Inglés, francés y españ ol)

3.

La E ncuesta de F ecun didad de Pakistán 1 9 7 5 ,
(Inglés)

4.

La E ncuesta de F ecundidad y Fam ilia de Ma­
lasia 1 9 7 4 , (Inglés)

105

INVESTIGACIONES EN EJECUCION
lU presente proyecto constituye un in ­
ten to de ayudar en las fases de diagnóstico, plani­
ficación, im plem entación y evaluación del proce­
so de planificación de la nutrición, a través del de­
sarrollo de m ejores m odelos, indicadores y técnicas
analíticas a ser aplicados en la transform ación de
datos dem ográficos brutos. Pero su propósito ini­
cial ha sido definir la im portancia y pertinencia de
las dimensiones sociodem ográficas, así com o crear
conciencia, entre ios Gobiernos, de la interrelación
entre población y nutrición.
O b je tiv o s :

L A S D I M E N S I O N E S SO C IO D E M O G R A F IC A S D E
L A P L A N IF IC A C IO N N A ­
C IO N A L D E L A N U T R I ­
C I O N ( P N N ): D E S A R R O ­
L L O D E L A C A P A C ID A D
D E G E N E R A R , R E C O P I­
L A R , IN T E R P R E T A R Y
U T IL IZ A R L A IN F O R ­
M A C IO N S O C IO D E M O ­
G R A F IC A .

lin el m odelo actualm ente adoptado no
sólo se hace una clara distinción entre los m acro y
los m icronivcles de análisis y sus efectos directos e
indirectos, sino que tam bién se puntualizan aque­
llos factores específicos interm edios que se ven
afectados por las variables demográficas y que a la
vez inciden en la nutrición.

M é to d o :

A ctualm ente se contem pla el desarrollo de un
taller de trabajo sobre dimensiones sociodem ográ­
ficas de planificación de la nutrición en el que par­
ticipen representantes de G uatem ala, H onduras y
Nicaragua, que son los países elegidos para concen­
trar en ellos los esfuerzos durante el prim er año de
labores del proyecto.
Dr. Charles H. Teller, Di­
visión de N utrición Apheada.

I n v e s tig a d o r p r in c ip a l:

Dr. Ivan Beghin,
Ing, Juan del C anto, División de N utrición Aplica­
da, y Dr. Hernán Delgado, División de Desarrollo
Hum ano.

I n v e s tig a d o r e s c o la b o r a d o r e s :

D u r a c ió n d e l p r o y e c t o :

Indeterm inada.

Se ha publicado un prim er Infor­
me de Avances y Logros que cubre el período com ­
prendido entre finales de octubre de 1976 y abril
de 1977.

E s ta d o a c tu a l:

107

Objetivos:

Analizar la capacidad del Estado para
im p lem en tat p o lítica s de desarrollo e inferir posi­
bles m odalidades de p o l í t ic a de p ob lación integra­
das al proceso de planificación.

POBLACION Y PLANIFI­
CACION DEL DESARRO­
LLO

Método:

Partiendo de inforrnación estadística
agregada se trata de estim ar las áreas de acción del
E stado (planificación regional y econ óm ico-social
en particular) desde la decada de 1 9 6 0 al presente
y generar, de esa in form ación , h ip ótesis acerca de
las m odalidades de acción del Estado en la región.

Investigador principai: Raúl Atria.
Duración: Term ina el 31 de diciem bre de 1 9 7 7 .
Situación actual: Se ha redactado un primer borra­
dor que está en proceso de revisión y am pliación.

Objetivos: El estu d io es parte de una problem ática
m as am plia que responde a la in q u ietu d por desen­
trañar las relaciones existen tes entre las m odalida­
des concretas que ha adop tad o el desarrollo del ca­
pitalism o en la región y las tendencias en la distri­
b u ción espacial de la p ob lación , esp ecíficam en te
las tendencias a la con cen tración de ésta en una o
unas pocas ciudades, y a la prim acía urbana.
El p ro y ecto se ha circunscrito al análisis de los
factores que afectan a los determ inantes del volu­
m en y las corrientes de m igración rural-urbanas ■
;
interurbanas hacia ia ciudad p rin c^ al, con e l obje­
to de contribuir a determ inar la logica del sistem a
en cada caso con creto, el papel que las p olíticas
públicas han ten id o en la realización o en la m od i­
ficación parcial de esa lógica, y lo s cam pos de ac­
ción posibles abiertos al E stad o, si se quisiera m o ­
dificar las tendencias hacia la concen tración de la
pob lación en las ciudades m ás grandes.

Instituciones responsables:
-

C entro de E studios sobre D esarrollo E con óm i­
co (CEDE) de la Universidad de los Andes,
C olom bia.

-

Corporación de Investigaciones E conóm icas
para Latinoam érica (CIEPLA N), Chile.

-

D epartam en to de C ie n c i^ Sociales de la Uiñversidad C atólica d el Perú, Perú.

-

C entro Paraguayo de E studios S ociológicos
(CPES), Paraguay.

-

C entro de Inform aciones y E stu dios d el Uru­
gu ay (C IE SU ), Uruguay.

108

PROYECTO DE INVESTI­
GA CION COMPARA TIVA
SOBRE DESARROLLO
REGIONAL, POLITICAS
PUBLICAS, MIGRACIO­
NES Y PRIMACIA URBA­
NA EN AMERICA LATI­
NA.

Investigadores prineipales:
-

En Colom bia;
Jorge
Reveiz y Germán Bravo.

-

En Chile; Dagmar R aczynski, Patricio Meller
y Oscar M uñoz.

-

En Perú; Narda H en ríqu ez, Etienne H enry,
José Blanes y Sandra Vallenas.

-

En Paraguay;
ker.

-

En Uruguay; Mario Lom bardi, Susana Prates,
N elly N iedw orok y Juan Carlos Fortuna.

S ap ozn ikow , Edgar

Luis Zúñiga y Juan Schoem a-

Coordinadores del Proyecto:

Raúl Urzúa, Raúl

Atria y Angel Fucaraccio.

Situación actual: Durante el p eríod o se ha trabaja­
d o en el estab lecim ien to de los determ inantes
directos de la m igración hacia la ciudad principal
y cen tros alternativos en cada un o de los 5 países
en qu e se d esa n o lla este estu d io, llevándose a cabo
una reunión de C oordinación en noviem bre de
1 9 7 7 . Se espera term inar en enero de 1978 la eta­
pa anteriorm ente descrita.

Objetivos: E stu dio exploratorio de tas relaciones
entre estructura agraria y fecundidad en las com u ­
nas agrícolas de Chile. Se desea analizar la signifi­
cación que pu ed en tener factores depend ien tes de
la estructura agraria sobre el com p ortam ien to re­
produ ctivo en relación al e fecto que sobre éste
pu ed en tener factores tales com o la infraestructura
en servicios y la integración socio-espacial. Se estu ­
diará tam bién el grado de ind ep en dencia de estos
d os últim os factores de las características de la es­
tructura agraria correspon dien te.

ESTRUCTURA AGRARIA:
FA CTORES DIRECTOS E
INDIRECTOS DEL COM­
PORTAMIENTO REPRO­
DUCTIVO.

Método: Se utilizarán d atos del Censo Agropecua­
rio de 1965 y datos de los Censos de Población de
1 9 6 0 y 1 9 7 0 , adem ás de in form ación secundaria
preoven iente de otras investigaciones realizadas en
esta área. Los datos se som eterán a test estad ísti­
co.
Investigador principal: Margarita María Errázuriz.

Situación actual: Análisis de la calidad de la in for­
m ación d isp onible y recolección de datos.

Objetivos: Investigar las características so cio -eco ­
nóm ico-dem ográficas de los sectores de bajos ingre­
so s en algunos países de A m érica Latina. Se estu ­
diará la interacción entre bajos ingresos y natalidad
en la d ob le dirección de esta influencia m utua. Ade­
m ás, se establecerán los e fec to s de los cam bios en

DESARROLLO, TENDEN­
CIAS DEMOGRAFICAS E
INGRESO. UN ESTUDIO
DE LA POBLACION DE
BAJOS INGRESOS EN LA
AMERICA LATINA

109

el ingreso sobre las principales variables dem ográ­
ficas (fecundidad y m ortalidad) así com o el nivel
educacional de los hijos de los estratos pobres, su
entrada tem prana a la actividad económ ica en con­
diciones de poca calificación, reproduciendo las si­
tuaciones de pobreza.
Se utiliza datos secundarios provenien­
tes de las m uestras de censos (ÜM Ul.CL) y de en­
cuestas de hogares.

M é to d o :

I n v e s tig a d o r p r in c ip a l: Ornar Arguello.

V einticuatro
1° de octubre de 1976.

D u r a c ió n :

meses

a partir

del

Se elaboró el prim er inform e de
investigación aplicando el diseño de investigación
prelim inar a Costa Rica, a partir de datos de la
Encuesta de Hogares de 1966/67 a nivel nacional, y
de la m uestra del Censo de Población de 1973. En
publicación.
S itu a c ió n a c tu a l:

Intenta vincular las m odalidades dife­
rentes que asume el desarrollo económ ico regional
en los países de América Latina, con las caracterís­
ticas y tendencias del proceso m igratorio en esos
mismos países. Se postula que los cam bios en la es­
tru ctu ra ocupacional por regiones constituyen un
pun to principal de enlace entre ambos procesos.

O b je tiv o s :

E S T IL O S D E D E S A R R O ­
L L O Y M IG R A C IO N E N
A M E R I C A L A T IN A

Es un estudio convenientem ente teórico.
Intenta analizar críticam ente las principales co­
rrientes teóricas en la econom ía regional y su aplicabilldad a la com prensión del proceso m igratorio.
Se utilizaron de m odo ilustrativo las referencias
em píricas de trabajos anteriores.

M é to d o :

I n v e s tig a d o r

p r in c ip a l:

Arm ando

Di

Eilippo.

Se espera disponer de un borrador pre­
lim inar para m arzo de 1978.

D u r a c ió n :

S itu a c ió n a c tu a l:

En ejecución.

Explicar los rasgos característicos del
desarrollo económ ico regional que más directa­
m ente afectan las migraciones internas en Argen­
tina.
O b je tiv o s :

Diagnóstico de las econom ías provincia­
les y de los com portam ientos dem ográficos corres­
pondientes. Se utihzan datos censales, estim acio­
nes de cuentas sociales regionales para el cálculo de
indicadores tales com o; base exportadora, índice
de diversificación industrial, PEA “teórica” , etc.

M é to d o :

I n v e s tig a d o r p r in c ip a l:

Bravo.

lio

Arm ando Di Fihppo, Rosa

L O S C E N T R O S N A C IO N A ­
LES DE D ESARRO LLO Y
L A S M IG R A C IO N E S I N ­
T E R N A S E N A M E R IC A
L A T IN A . C A SO D E
A R G E N T IN A

Duración: 6 m eses. Se estim a su term inación para
e l 1 ° de m arzo de 1 9 7 8 .

Situación actual: _ C om pletada la fase de recolec­
ción de inform ación.

Objetivos:

Analizar las experiencias generales en
Am érica Latina, en p lan iñ cación , especialm en te en
p lan ificación regional y social co n el ob jeto de
evaluar la capacidad del estado para im plem entar
p o lítica s públicas y para examinar^ alternativas de
relación de las p o líticas de p ob lación en la planifi­
cación del desarrollo.

ESTADO. POLITICAS PU­
BLICAS Y POLITICAS DE
POBLA CION EN AMERI­
CA LATINA

Investigador principal: Raúl Atria.
Situación actual: en ejecución .
Objetivos:

F orm ulación de un m o d elo de repro­
du cción am pliada con ex p licitación de la dem anda
d e fuerza de trabajo. C alculo de los parám etros.

Investigador principal: A ngel F ucaraccio.
Situación actual: en ejecución .

Objetivos:

Evaluar los e fec to s de la concen tra­
ción de la p ob lación en áreas m etropolitanas de
cuatro países del área del Caribe, prestando esp e­
cial aten ción a los asp ectos cualitativos d el habitat.
Contribuir al estab lecim ien to de bases para la d e­
fin ición de p o lític a s públicas m ediante la id en ti­
ficación de situaciones críticas.

EL ESQUEMA DE RE­
PRODUCCION AMPLIA­
DA: UN ANALISIS FOR­
MAL CON VISTAS A IN­
CORPORAR EXPLICITA­
MENTE LA DEMANDA DE
FUERZA DE TRABAJO

METROPOLIS EMERGEN­
TES Y CALIDAD DEL
HABITA T EN PAISES
DE MENOR DESARRO­
LLO RELA TIVO; EL CA­
SO DE LA AMERICA
CENTRAL

Método:^

U tilización de un en foq u e ecológicodem ográfico para caracterizar las m odalidades
|ue asum e e l proceso de m etrop olización com o
orm a e sp ecífica de organización social d el espacio.

?

Investigador principal: F em an d o G atica y Miguel
V illa (CELA DE)

Duración: 18 m eses.
Situación actual:

Se encuentra elaborado el pro­
y e c to en su fase inicial. P rospección de las fuentes
de in form ación .

Objetivos: ^ Estimar los cam bios en la fecundidad y
la e v o lu d ó n del volum en de los usuarios de los
programas m atem o-infantU es.

Método: P royección de la p ob lación en edad fértil
y de m enores de 2 afios, partien do d e p ob lación
estab le m od elo y considerando:

PROGRAMA MATERNO­
INFANTIL Y DE PLANI­
FICA CION FAMILIAR:
MODELO NUMERICO
PARA ESTIMAR LOS
CAMBIOS EN FECUNDI­
DAD

111

-

diversas h ip ótesis acerca de estructuras de in ­
greso a programas de plan ificación familiar; y

-

Tasas diferenciales de continuidad en el uso
de m étod os anticoncep tivos.

Investigadores principales'

A lbino B ocaz y Zaida

S oto.

Duración: 2 m eses.
Situación actual:

R edacción

del

d ocu m en to.

Objetivos:

Explicar los niveles de m ortalidad in ­
fantil a través de algunos factores que condicionan
su estructura por causas.

Método: A: Análisis de tendencias de los niveles

ENSA YO DE UN MODE­
LO DE FACTORES CON­
DICIONANTES DE LA
MOR TALIDAD INFAN­
TIL

de m ortalidad infantil, de las tasas
por causas esp ecíficas y de algunos
indicadores de los factores supuesta­
m en te condicion antes.
B: D iferenciales de niveles y causas de
m ortalidad infantil por diversos fac­
tores su pu estam ente condicion antes.

Investigador principal: Erica Taucher.
Duración: 4 m eses.
Situación actual: Análisis de los datos.
Objetivos:

Analizar la evolu ción experim entada
por los programas de plan ificación de la fam ilia en
los países de Am érica Latina, en cu an to a activida­
des desarrolladas, características de las usuarias,
cobertura, sistem as de recolección de datos, etc.

Método:

AMERICA LATINA:
ACTIVIDADES DESA­
RROLLADAS POR LOS
PROGRAMAS DE PLANI­
FICACION DE LA FAMI­
LIA. 1976

Análisis de la inform ación enviada por
los ejecutivos de los programas de planificación
de la fam ilia de A m érica Latina. A plicación de un
m od elo b ü o g ístico a la in form ación de hijos naci­
d os vivos a fin de determ inar las tasas de fecu ndi­
dad esp ecíficas por edad de las usuarias de los pro­
gramas.

Investigador principal: Zaida S oto.
Duración:

Tres m eses.

Situación actual: R edacción de las conclu siones.
Objetivos: Analizar la evolu ción de la m ortalidad y
de su estructura por causas para:

1)

112

explicar los cam bios ocurridos en lo s niveles
de m ortalidad en Chile,

CAUSAS DE MUER TE EN
CHILE. 1955 a 1975

2)

presentar la inform ación de m anera que pueda
ser utilizada para orientar las acciones ten ­
dientes a reducir la m ortalidad.

Análisis retrospectivo de datos que apare­
cen en publicaciones estadísticas oficiales.

M é to d o :

In v e s tig a d o r p r in c ip a l:
D u r a c ió n :

lírica Taucher.

3 1/2 meses.

S itu a c ió n a c tu a l:

ftim era versión term inada.

O b je tiv o s :

a)

Kstudio com parativo de la m ortalidad por se­
xo, edad y causa en el Uruguay por el período
1950-1970.

b)

E S T U D IO D E L A M O R T A L ID A D P O R C A U S A S .
U R U G U A Y 1 9 5 0 -1 9 7 0

Construcción de tablas de m ortalidad por el
Uruguay en base a los resultados en a).

M é to d o : Análisis transversal de los datos del Regis­

tro Civil del Uruguay.
p r in c ip a l:
Mark barren (Proyecto
CIDA), con la supervisión de Albino Bocaz.

I n v e s tig a d o r

D u r a c ió n :

3 meses.

S itu a c ió n a c tu a l:

1 ase prelim inar.

Análisis de la variación de la m ortalidad
infantil en el Perú en el p e ríodo 1953-1967, según
el nivel de urbanización (arcas rural y sem i-urbana),
el sexo del niño, el m om ento del fallecim iento
(neonatal, post-neonatal), la edad, la paridez y la
educación de la m adre, y la ocupación del m arido.
O b je tiv o s :

M O R T A L ID A D D IF E R E N ­
C I A L E N E l. P E R U S E G U N
LO S D A TO S D E L A E N ­
C U E ST A P E C F A L -R U R A L

Análisis longitudinal a base de los datos
de las historias de em barazo de la l.ncuesta
PliCh AL-Rural del Perú.

M é to d o :

I n v e s tig a d o r p r in c ip a l: Mark Farren,
D u r a c ió n : 6 meses.
S itu a c ió n

a c tu a l:

Primera versión term inada.

liste estudio está destinado ai análisis
de algunos de los factores determ inantes y de los
efectos de la concentración espacial de la pobla­
ción. 1 n esta fase se está en la etapa de recolección
de antecedentes para el estudio de las áreas m etro­
politanas de los países del Caribe. También se ha
presentado este proyecto a fuentes de fmanciam iento, en este caso a CIDA.

O b je tiv o s :

N E C E S ID A D E S Y R E C U R ­
SO S DE A R E A S M E TR O ­
P O L IT A N A S

113

Investigadores principales: Fernando G atica y Mi­
guel Villa.

Situación actual: en iniciación .
Objetivos:

Determ inar el cam bio diferencial del
com portam iento reproductivo por e fec to de distin­
tas estrategias de desarrollo en Brasil, Cuba, Costa
Rica y Chile, para el p erío d o 30-70.

Investigador principal: Gerardo G onzález.

PROYECTO ESTRATEOIAS DE DESARROLLO
Y POLITICAS DE POBLA­
CION EN AMERICA LA­
TINA

Situación actual: Se han estad o redactando los in ­
form es correspondientes a cada u n o de los países
com prendidos en la investigación, que servirán de
base para la preparación del in form e com parativo
final.

Objetivos: En el m arco de esta actividad se ha tra­
bajado en la form ación de un archivo actualizado
sobre las p o líticas de p ob lación en los países de
la región, que con siste en la elección y sistem atiza­
ción de in form ación y d ocu m en tos referentes a es­
ta tem ática. En base a esta in form ación y a lo e x ­
presado en las reuniones regionales, tales com o la
Segunda R eun ión Latinoam ericana sobre P oblación
(M éxico, m arzo 1 9 7 5 ) y la Primera R eun ión T éc­
nica de Intercam bio entre lo s organism os guberna­
m entales responsables de las P olíticas de P oblación
en Am érica Latina (Costa Rica, noviem bre de
1 9 7 6 ) se está preparando un inform e sobre el esta­
d o de las p o líticas de p ob lación post-B ucarest en
la región.
Investigadores principales:

SEGUIMIENTO Y ANALI­
SIS DE LAS POLITICAS
DE POBLA CION EN AME­
RICA LATINA

Gerardo G onzález y

Valeria Ram írez.

Situación actual: en marcha.
Objetivos:

En base al estu d io de las relaciones
cuantitativas entre el com p ortam ien to dem ográfi­
c o y los factores eco n ó m ico s y sociales y a la apli­
cación de m od elos de sim ulación econ óm ico-d em o­
gráficos, se pretende estim ar el volum en y distribu­
ción espacial de la pob lación.

ESTUDIO SOBRE LA EVOL UCION DEMOGRAFICA
DE AMERICA LATINA,
1950-2000

Investigador principal: César Peláez.
Situación actual: Se ha avanzado en el desarrollo
del su b m od elo dem ográfico para la prod u cción de
las p royeccion es de la p ob lación total por se x o ,
grupos de edad y área urbana y rural.

Objetivos: Contribuir a generar elem en to s de diag­ MIGRACIONES INTERNA­
n ó stic o que puedan set útiles a lo s gobiern os de
CIONALES EN AMERICA
A m érica Latina para la form u lación, im plem entaLATINA

114

ción y evaluación de políticas relativas a la emigra­
ción de personal altam ente calificado.
I n v e s tig a d o r p r in c ip a l: Susana Torrado,
S itu a c ió n a c tu a l: en m archa.

O b je tiv o s : Análisis del estado del conocim iento en
el estudio de los determ inantes y consecuencias de
la dinám ica dem ográfica en América Latina, con el
objeto de evaluar la base científica disponible para
políticas de población y detectar las lagunas más
significativas en las diversas áreas de la investiga­
ción social.

L A I N V E S T IC A C I O N E N
C IE N C IA S S O C IA L E S Y
L A S P O L I T I C A S D E PO B L A C IO N E N A M E R IC A
L A T IN A

I n v e s tig a d o r p r in c ip a l: Raúl Urzúa.
S itu a c ió n a c tu a l: en ejecución.

115

PLi b l u ;ACIONES
Fsta obra llama la atención acerca de la im ­
P O P U L A P IO N A N D
portancia que se atribuye al crecim iento demoitráP L A N N IN G IN
fico en los planes generales de desarrollo en los D E V E L O P I N G N A T IO N S países del Tercer M undo, l.stá dirigida especial­
A R e v ie w o f S ix ty D e v e ­
m ente a quienes se interesan por el desarrollo eco­ l o p m e n t P la n s f o r t h e 1 9 70s.
nóm ico y social y el crecim iento de la población
B. M a x w e ll S ta m p e r . T h e
de los países en vías de desarrollo: planificadores,
P o p u la tio n C o u n c il.
funcionarios nacionales c internacionales, políticos,
N ueva Y ork. 19 7"
académ icos, estudiantes y público en general.
Se resum en en ella los planes de desarrollo ela­
borados por sesenta países subdcsarrollados para el
período com prendido entre 1970 y 1970, inclu­
yendo los siguientes países latinoam ericanos: Ar­
gentina, Barbados, Brasil, Chile, Colom bia, Costa
Rica, H1 Salvador, G uatem ala, Guyana, H aití, Para­
guay, Perú, Puerto Rico, República Dom inicana,
T rinidad y Tobago, Uruguay y V ene/ucla.
Usta prim era publicación de la serie F a c í
B o o k del Population Council de Nueva York com ­
prende inform es sobre el estado de la planificación
de la familia en 34 países, más 23 notas breves.
Cada inform e fue preparado por personas que tra­
bajan en program as de planificación de la familia
o que están al corriente de ella, y tam bién por los
propios editores.

T A M IL Y P L A N N IN G IN
T H E D E V E L O P IN G
W O R L D , a R e v ie w o f
P ro g ra m s, T h e P o p u la tio n
C o u n c il, N u e v a Y o r k . 1 9 7 7

La reseña incluye inform es sobre los siguien­
tes países latinoam ericanos: Argentina, Bolivia,
Brasil, Colom bia, Costa Rica, Cuba, Ecuador, El
Salvador, G uatem ala, H onduras, Jam aica. Mé.xico,
Nicaragua, Paraguay, Perú, Puerto Rico, República
D om inicana y Venezuela.
El segundo volum en de la serie de publicacio­
nes preparadas de acuerdo con el “ Programa de in­
vestigaciones sociales sobre problem as de población
relevantes para políticas de población en la Améri­
ca L atina” (PISPAL), contiene un inventario gene­
ral y sistem ático de las investigaciones que sobre
esa m ateria se han llevado a cabo en el Brasil.

IN V E N T A R IO D E IN V E S ­
T IG A C IO N E S S O C IA L E S
R ELEVAN TES PARA
P O L IT IC A S D E P O B L A ­
C IO N , V oi. I I . B ra sil.
U n id a d C e n tr a l d e l
P IS P A L , C E L A D E .
S a n tia g o , C h ile . 1 9 7 5

117

El te x to , preparado por e l Centro Brasüeiro
pu blicad o por la Uni­
dad Central del PISPAL, presenta el m aterial reuni­
do en siete cap ítu los que tratan sucesivam ente de
los siguientes tem as principales:

de Armlise e Planejamento y

1.

C recim iento de la pob lación: estu d ios genera­
les sobre la estructura y la dinám ica de la p o ­
b lación ; estim aciones y p royeccion es d el cre­
cim ien to dem ográfico.

2.

F ecundidad.

3.

Mortalidad

4.

Migraciones internacionales

5.

Migraciones internas.

6.

U rbanización y distribución regional de la p o ­
blación.

7.

Fuerza de trabajo, em p leo y salarios.

El ob jetivo fundam ental del estu d io es fijar al­
gunos elem en tos teóricos im prescindibles para en­
tender los cam bios o c u n id o s en la p ob lación rural
cubana, que al m ism o tiem p o perm itan analizar la
historia de una com unidad rural vista com o un es­
tu d io de las transform aciones estructurales agrarias
y de la evolu ción de su p ob lam ien to, to d o ello,
“ desde im a perspectiva teórica-m etodológica de­
term inada: la establecida por los con cep tos e inter­
pretaciones básicas de la teoría social m arxistalen in ista” .

PRESUPUESTOS TEORI­
COS PARA ESTUDIAR LA
HISTORIA DEL POBLAMIENTO DE UNA COMU­
NIDAD RURAL CUBANA.
Pérez Rojas, Niurka; Centro
de Estudios Demográficos,
Facultad de Economía,
Universidad de La Habana,
Cuba, 1977

El estu d io form a parte del Programa de inves­
tigación acerca de las transformaciones de la estruc­
tura agraria de Cuba y los cambios en los patrones
de comportamiento demográfico de la población
rural a través del estudio de casos, d el C entro de
E stu dios D em ográficos, que se lleva a cabo con la
colab oración del F on d o de las N aciones Unidas pa­
ra A ctividades de Población (U N FP A ).
£1 d o cu m en to co n tien e la versión revisada de
las “ R ecom en d acion es para la elaboración de esta­
d ísticas com parativas sobre el aborto en los países
en don de se ha legalizado e l aborto in d u cid o” , que
fueran preparadas y aprobadas por e l C om ité en la
reunión celebrada en N ueva Y ork en el m es de n o­
viem bre de 1 9 7 5 .
L os tem as qu e se recom iend a investigar apa­
recen clasificados en tres categorías:
a)

118

Temas de primera prioridad: los qu e se consi­
deran m ás im portantes y qu e d eben incluirse
en el sistem a esta d ístico de to d o p aís para
evaluar e l aborto desd e el d ob le p u n to de vista
dem ográfico y sanitario.

RECOMMENDA TIONS
FOR COMPARATIVE
ABOR TION STA TISTICS
IN COUNTRIES WHERE
INDUCED ABORTION
IS LEGALIZED, Comité
para el estudio de los aspec­
tos demográficos del abor­
to, Unión Internacional
para el Estudio Científico
de la Población, lUSSP
Papers rP 7, Lieja,
Bélgica, 1977

b)

Ternas^ de segunda prioridad: los qu e, siendo
tam bién necesarios pata el análisis del a b o ito ,
pu ed en incluirse en el sistem a estad ístico de
un país según sean las posibilidades y necesi­
dades de éste.

c)

Temas de tercera prioridad: los que pueden
contribuir al análisis del aborto.
HOUSEHOLD MODELS
OF ECONOMIC-DEMO­
GRAPHIC DECISION­
MAKING, Committee on
Economics and Demography,
Unión Internacional para
el Estudio Científico de la
Población, lUSSP Papers
D ocu m en to presentado en el “ Sem inario so­
nó 8, Lieja, Bélgica, 1977

Este d ocu m en to co n tien e el inform e y los re­
súm enes de los trabajos presentados en el “ Sem ina­
rio sobre m od elos de tom a de decision es de los h o ­
gares en m aterias econ óm icas y dem ográficas” cele­
brado en Ciudad de M éxico, en el m es de noviem ­
bre de 1 9 7 6 , bajo los auspicios del C om ité de E co­
n o m ía y D em ografía de la U n ión .

bre crecim ien to d em ográfico y evolu ción agraria” ,
celebrado p o r la U n ión Internacional para el Estu­
d io C ien tífico de la P oblación, en diciem bre de
1 9 7 5 , en el C olegio de M éxico.
El autor del estud io considera que el ejem plo
de C hile, país que dispone de un variado caudad de
inform ación histórica sobre el desan oU o de su agri­
cultura durante lo s prim eros sesenta años de este
siglo, puede servir de base para estu d ios similares
en otras regiones y épocas y proporcionar, m edian­
te una interacción critica con ésta y otras investiga­
cion es, un cuadro internacional e intertem poral d e­
tallado de los factores determ inantes y de las co n ­
secuencias de la presión dem ográfica sobre la agri­
cultura.

POPULA TION PRESSURE
IN AGRICULTURE:
CHILE, 1910-1960, Eric
R. Weiss-Altaner, Unión
Intemaciorul para el Estu­
dio Científico de la Pobla­
ción, lUSSP Papers n< 9,
^
Lieja, Bélgica, 1977

Este d o cu m en to co n stitu y e un breve inform e
sobre lo s estu d ios realizados por e l autor acerca de
las interrelaciones econ óm ico-dem ográficas en la
agricultura en general, y en la agricultura del Irán en
particular, siguiendo el m étod o y las hip ótesis de
Ester Boserup co n ten id os en su obra Conditions o f
Agricultural Growth. Según Boserup, el crecim ien­
to de la p ob lación c o n stitu y ó en el pasado un po­
d eroso estím u lo para el desarrollo agrícola al pro­
vocar una in ten sificación del uso de la tierra:
Salehi-lsfahani se propone establecer si esta prop o­
sición se aplica o n o a la experien cia actual de los
países en vías de desarrollo.

ESTER BOSERUP
REVISITED: POPULATION
GROWTH INTENSIFICA­
TION IN IRAN IAN A GRICULTURE, Djavad Salehilsfahani, Unión Interrutcional para el Estudio Cientí­
fico de la Población, lUSSP
Papers rfi 10, Lieja, Bélgica,
1977

En proseguim ien to a los estu d ios sobre la
m ortalidad en los prim eros años de vida en países
d e la Am érica Latina, que realiza e l CELADE a ba­
se de datos de los cen sos de p ob lación realizados en
la década del 7 0 , se ha publicado e l estu d io corres­
pon d ien te a Nicaragua, elaborado por H ugo Behm
y D om in go Prim ante. En esta investigación se estu ­
dia la posib ilidad de morir entre el n acim ien to y
los d os años de edad en Nicaragua, m ediante el m e­
to d o desarrollado por William Brass (variante SuUivan), a partir de la proporción de hijos sobrevivien-

LA MORTALIDAD EN LOS
PRIMEROS AÑOS DE VI­
DA EN PAISES DE LA
AMERICA LATINA, N I­
CARAGUA, 1966-1967,
Hugo Behm y Domingo A.
Primante CELADE, Serie
A , rfi 1036, diciembre,
1977, San José, Costa Rica

119

tes declarada por las mujeres en el Censo N acional
de Población de 1 9 7 1 . Las estim aciones se refieren
aproxim adam ente al b ienio 1 9 6 6 -1 9 6 7 , y se ana­
lizan por divisiones geográficas y nivel de instruc­
ción de las madres.
Según el estu d io , la probabilidad de morir an­
tes de cum plir los d os años de edad se estim a en
149 por m il nacidos vivos en el total del país. Este
nivel, que probab lem ente está por debajo del riesgo
real, colo ca a Nicaragua en el grupo de países de al­
ta m ortalidad en la A m érica Latina.
La investigación pon e de relieve las diferencias
del nivel de m ortalidad según las regiones geográ­
ficas y el grado de instrucción de las m ujeres. Este
riesgo aum enta de 4 8 por m il para los hijos de m u­
jeres que han alcanzado 10 y m ás años de educa­
ción form al hasta 168 por m il para los hijos de m u ­
jeres presuntam ente analfabetas.
Con e l p rop ósito de prom over la realización
de estu d ios interdisciplinarios en el cam po de la p o ­
b lación , el Centro Latinoam ericano de D em ografía
(C ELA D E) y la Escuela Latinoam ericana de S ocio­
lo g ía (E L A S) perten ecien te a la Facultad Latinoa­
m ericana de Ciencias Sociales (FL A C SO ), patroci­
naron un programa de actividades conjuntas que se
llevó a cabo co n ap o y o financiero del F on d o de las
N aciones Unidas para A ctividades de Población
(U N F P A ). El PROELCE se desarrolló en Santiago
de C hile, desde m arzo de 1 9 7 2 hasta diciem bre de
1 9 7 5 . D entro de este m arco se realizaron investi­
gacion es cu y o s resultados se han divulgado a través
de artícu los en N O T A S D E POBLACIO N y se si­
guen dando a publicidad m ediante la publicación
de m onografías especiales. A caban de aparecer:

PROELCE - Programa de
Actividades Conjuntas
ELAS-CELADE

R EFO R M A A G R A R IA , PARTICIPACION
Y M IG RACIO NES, Ornar A rguello, Santiago, Chi­
le.
TEO R IA Y METODO P A R A EL ESTUDIO
DE LA E ST R U C T U R A DE CLA SES SOCIALES
(Con un Análisis C oncreto: C hile, 1 9 7 0 ), E m ilio
de Ipola y Susana Torrado, Santiago, Chile. La
p u blicación está com p u esta de tres partes: Prime­
ra, e l cam po teórico. Segunda, el Análisis Concre­
to . Tercera, La m eto d o lo g ía .
C om o prim er volum en de los anales del Sim­
pòsio sobre o progresso da pesquisa demográfica no
Brasil, realizado en R ío de Janeiro, en ju n io de
1 9 7 6 , bajo el patrocin io de la F und ación F ord, se
da divulgación a una serie de estu d ios que tienen
c o m o tem a central las m igraciones internas en Bra­
sil. Integran e l volum en: “ Experiencia de pesqui­
sas sobre m igracoes internas através de d atos secundários” , por Mary G arcía CasUo; “ Setor inform al
eu pobreza urbana?” , por José Carlos P. Peliano;

120

MIGRA gÓES INTERNAS,
Editor, George Martine,
Riode Janeiro, 1977

“D iferenciáis de renda entre naturais e migrantes
n o nordeste urbano” , por H elio A. de Moura, Car­
m en S. Halder e A idil Sam paio; “D iferenciáis entre
m igrantes e nativos no regiao su d este” , por Elza
C oelh o de Souza Keller; ’^Impacto da im igracao
sobre a pop ulacao da área m etrop olitan a da cidade
de M éxico” , por Ana María G oldani A ltm ann.
La Revista de DOCPAL (D ocu m en tación so­
bre pob lación en A m érica Latina) aparece en su se­
gun do nú m ero, dando continuid ad ad programa j u e
tien e por ob jetivos básicos; a) m antener al día a
lo s especialistas en pob lación sobre d ocu m en tos re­
cien tes, publicados o n o , dentro de su cam tio de
interés; b ) facilitar la ubicación de inform ación es­
p e c ífica sobre pob lación en Am érica Latina, n ece­
saria para las investigaciones de desarrollo que in vo­
lucren asp ectos de p ob lación .

DOCPAL - Resúmenes so­
bre población en América
Latina. Vol. l . r f i 2, di­
ciembre, 1977, Santiago
Chile

Las in stitu cion es y editores que d eseen ver sus
p u blicacion es incluidas en e l Sistem a deben enviar
sus libros, artículos o inform es a “DO CPAL A dqui­
sicion es” , C ELA DE, Casilla 9 1 , Santiago, Chile.
En este estu d io se presentan los resultados de
un análisis de la influencia de algunos factores so­
bre la fecu ndidad en El Salvador. La inform ación
proviene de la Encuesta N acional de F ecundidad
(F E SA L ) d el año 1973.^ Esta en cu esta se ex ten d ió
a una m uestra p robab ilística de 3 3 4 8 m ujeres de
15 a 4 9 años de edad. Por razones m etod ológicas,
lo s resultados de este estu d io se refieren a una sub­
m uestra constituida por 1 7 6 0 m ujeres actualm ente
(1 9 7 3 ) unidas, sea legalm ente o consensualm en te,
c u y o prim er em barazo term in ó en un nacim iento
vivo. En e l primer ca p ítu lo se exam in a la representatividad de esta subm uestra para la p ob lación c o ­
rrespondiente. En los ca p ítu lo s siguientes se pre­
sentan los hallazgos m ás im portantes de la investi­
gación . A pesar de a l o n a s lim itacion es de las fu en ­
tes de in form ación d isp onible, los resultados pre­
sentad os en ese trabajo representan una contrib u­
ción para estu d ios posteriores qu e, en relación con
lo s programas de p lan ificación de la fam ilia, preten­
dan m edir los cam bios ocurridos en el nivel de la
fecundidad en El Salvador.

EL SALVADOR: ALGU­
NOS FACTORES RELA­
CIONADOS CON LA FE­
CUNDIDAD, Erik Klijzing
y Eddie Ebanks, CELADE,
Serie A., n° 1035, noviem­
bre, 1977, San José, Costa
Rica.

El estu d io tien e como prop ósito subsanar en
ciertos asp ectos e l v a cío de co n o cim ien to en rela­
ción co n la m ed ición de la nupcialidad y de sus
niveles y ten d en cias. N o ob stan te la existen cia de
algunos estu d ios anteriores, sobre e l m ism o tem a,
se estim a que en esta op ortuiüd ad una m ayor dis­
ponibilidad de in form ación básica, provenien te de
lo s cen sos de p ob lación , unida a la aplicación de
una m eto d o lo g ía que ofrece m ejores posibilidades
d e análisis, representa u n n u evo aporte al estu d io
de la nupcialidad en la A m érica Latina.

LA FECUNDIDAD DE LAS
MUJERES SOL TERAS EN
LA AMERICA LA TINA,
Zulma Camisa, CELADE,
Serie A., rfi 1034, diciem­
bre, 1977, San José, Costa
Rica

En este trabajo se analiza el cornportam iento
del ingreso al estad o m atrim onial, según la ed ad , de

121

las mujeres perten ecientes a las cohortes que tenían
entre 15 y 20 años en 1 9 5 0 , 1955 y 1 9 6 0 , en 14
países de Am érica Latina para los cuales se con ta­
ban con d atos censales. Los países inclu id os son;
Argentina, Brasil, C olom bia, Costa Rica, Chile, t i
Salvador, H onduras, G uatem ala, M éxico, Nicara­
gua, Panamá, Paraguay, República D om inicana y
V en ezu ela, los que en su con ju n to representan a­
proxim adam ente el 8 2 por cien to de la pob lación
to ta l estim ada para la región hacia m ediados de
1970.

Este trabajo presenta las estim aciones de nive­
les, tendencias y diferenciales de la fecundidad,
m ortalidad y m igraciones para la Región Central
de C osta Rica, a sí com o el im p acto de ia evolu ción
de esto s com p on en tes sobre la estructura de la
p ob lación por sex o y edades. La región en estud io
concen tra más del sesenta por cien to de la p ob la­
ción to ta l del país y a e fec to s de la investigación
se subdividió en Area M etropolitana de San José,
resto de aglom erados urbanos y resto de la Región
Central. L os d atos u t^ z a d o s provienen fun dam en­
talm en te de las estad ísticas vitales y de los cen sos
de p ob lación , com binand o m étod os directos e ind i­
rectos de estim ación dem ográfica

ES TIMA CIONES DEMO­
GRAFICAS DE LA RE­
GION CENTRAL DE COS­
TA RICA, 1950-1973,
Anabelle Schmidt de Rojas,
Avances de Investigación
n° 26, Instituto de Investi­
gaciones Sociales, Universi­
dad de Costa Rica, 1977

Selección de estu d ios sobre las variables de­
m ográficas que in flu yen en el tam año, estructura y
características de la fam ilia. Los 14 trabajos inclu i­
d os en el d o cu m en to proporcionan una visión de
con ju n to del estado actual de las investigaciones
dem ográficas sobre el tem a, de los problem as que
plantea la d eficien cia de los datos y de algunas de
las h ip ótesis m ás com unes sobre las causas de las
variaciones del tam año y estructura del hogar. T e­
n ien d o en cuenta la afinidad tem ática, se han agru­
pado en 3 seccion es que tratan los asp ectos m eto­
d ológicos y con cep tu ales, el tam año y la estructura
de la fam ilia y las relaciones entre la estructura y la
fecu ndidad . Se in clu ye una breve bibliografía c o ­
m entada elaborada en base a los m ateriales de las
b ib liotecas de CELADE Y CEPAL.

LA FAMILIA COMO
UNIDAD DE ESTUDIO
DEMOGRAFICO, CELADE,
Serie EjlOOI, Burch, Th.
Lira, L.F., Lopes, V.F.,
eds., 1977, San José, Costa
Rica

La participación de la mujer latinoam ericana
en el trabajo se sitúa entre las m ás bajas del m undo
y lo s an teced en tes más recientes confirm an dicha
tendencia. La hip ótesis básica es que la fecundidad
tien e un reducido nivel exp licativo en las diferen­
ciales de participación, lo que lleva a que el e fec to
de una reducción de la fecundidad no se traducirá
en un alza im portante de la participación. Para
que e llo o c u n a deben operarse cam bios en e l mer­
cado de trabajo y en la calidad de la oferta de tra­
bajo fem en in o. El análisis tom a en consideración

PARTICIPACION DE LA
MUJER EN LA MANO DE
OBRA EN AMERICA
LATINA: LA FECUNDI­
DAD Y OTROS DETER­
MINANTES, Elizaga, J.C.,
CELADE, Serie D, n° 95,
noviembre, 1977, Santiago,
Chile

122

factores a nivel individual; estad o civil, educación
e ingreso y , a nivel social: la estructura y m oderni­
zación de la eco n o m ía . La relación de participa­
ción en el trabajo es en proporción de 1 a 5 de la
casada con respecto a la soltera. En cuanto a ed u ­
cación la relación es positiva. Argentina y Chile
p oseen sim ultáneam ente los más altos niveles de
instrucción y de participación fem en in os. A la par
que la oferta de trabajo aum enta con la calificación
de la m ujer, la dem anda es una con d ición necesaria
para elevar su participación efectiva. R esp ecto a la
estructura econ óm ica, el cam bio en la orientación
sectorial y en la m odernización de la e co n o m ía , ha
ido asociado con un cam bio transicional en la par­
ticip ación de la m ujer, estab lecién d ose un decre­
cim ien to inicial y un crecim ien to posterior. Se
con clu ye que una elevación de la participación fe ­
m enina requiere elevar los niveles de instrucción ,
m odificar la estructura econ óm ica m odernizándola,
y reducir el tam año de las fam ilias, sien d o los dos
prim eros factores principalm ente im portantes.

Análisis de d atos disponibles en CELA DE so­
bre programas de planificación familiar en Am érica
Latina durante 1975 y presentación de una m e to ­
d o lo g ía sim plificada para estim ar el volum en de
mujeres activas en un programa. Con la elabora­
ción de m eto d o lo g ía s adecuadas sería posib le eva­
luar los im p actos dem ográficos y de costo-b en efi­
cio en relación a las p o líticas nacionales de desarro­
llo. Se presenta un panoram a global de los logros
de los programas durante 1975; a) se increm enta el
m ayor peso relativo de los gestágenos com o m éto ­
d o de ingreso (probab lem ente porque el propósito
al ingresar sea el de espaciar los hijos y la descon ti­
nuación puede efectuarse sin recurrir al programa);
b ) el núm ero de clínicas ad-hoc se ha duplicado
con respecto a 1 9 7 0 (se dM datos sobre núm ero de
personas atendidas por clín ica, núm ero de con tro­
les anuales por clín ica y núm ero de con troles anua­
les por persona); c) la edad prom edio de las m uje­
res ingresadas a los programas es en general m enor
a la del total de mujeres en edad fértil, y con m e­
n os hijos vivos que las que ingresaron en años an­
teriores; d) la alta proporción de ingresados sin e x ­
periencia abortiva estaría dem ostrand o el logro del
objetivo básico de los programas. Se presenta y
aplica una m eto d o lo g ía para determ inar el núm ero
de mujeres activas en un program a, por ser éste un
dato esencial para evaluarlo. Se r ecu n e al cálculo
del núm ero m edio de m ujeres activas con base en el
núm ero de éstas al cabo de X m eses de haber ingre­
sado ^ programa; estos valores se ob tien en de las
estad ísticas de servicio, de m uestras de fichas c lín i­
cas o m ediante el m ód u lo CAP de las encuestas de
fecu ndidad . L os cálculos presentados se basan en
la Encuesta de F ecundidad de El Salvador (1 9 7 3 ) y
la Encuesta PESMIB de Chile (1 9 7 3 -1 9 7 6 ).

AMERICA LATINA: AC­
TIVIDADES DESARRO­
LLADAS POR LOS PRO­
GRAMAS DE PLANIFI­
CACION DE LA FAMILIA,
1975, Soto, Z„ CELADE,
Serie A, n° 160, Santiago,
Chile

123

El diseño del sistem a de estadísticas de servi­
cio (SID E S) surgió a raíz de la preocu pación de
CELADE por prom over la ob ten ció n de inform a­
ción para evaluar los programas de planificación fa­
miliar en Am érica Latina. El sistem a utiliza una fi­
cha de inscripción y un inform e diario de activida­
des. El procesam iento electrón ico de los d atos re­
gistrados perm ite el seguim ien to de los clientes du ­
rante su perm anencia en el programa a sí com o rela­
cionar el tipo de atencion es recibidas con sus carac­
terísticas. El SIDES-PESMIB es una adaptación de
este sistem a al Programa de E xtensión de Servicios
de Salud M atem o-Infantil y de Bienestar Familiar
en Chile y perm ite la con stru cción de indicadores
para la evaluación adm inistrativa del m ism o y de
sus e fec to s dem ográficos.

EXPERIENCIA CON UN
SISTEMA DE ESTADISTI­
CAS DE SER VICIO PARA
UN PROGRAMA MA TERNOIN FANTI! Y PLANIFICA­
CION DE LA FAMILIA EN
CHILE, Toucher, E„
CELADE, Serie A, nO 159,
noviembre, 1977, Santiago,
Chile

C onsideraciones críticas al m étod o de hijos
propios para estim ar tasas de fecundidad por edad.
El reju ven ecim iento de niños y de la p ob lación
fem enin a, perm ite calcular tasas para p eríod os de
10 a 15 años anteriores al cen so, en que la edad de
la madre puede determ inarse só lo para aquellos n i­
ños que se enum eran en el m ism o hogar que sus
madres, es decir, que son “ hijos prop ios” . Se pre­
senta el desarrollo histórico del m é to d o , sus venta­
jas y lim itacion es, figurando entre las últim as la sen­
sibilidad del m éto d o a tos errores de om isión y m a­
la declaración de la edad, para lo cual se indican
ajustes pertinentes. Se in clu ye adem ás un proced i­
m ien to para adjudicar la edad de cada m adre, a par­
tir de la edad corriente y la relación de parentesco
con el jefe de fam ilia. El jrroced im iento se ilustra
con ejem plos de países asiáticos, que dan lugar a al­
gunas observaciones generales, y no conclu siones
sustanciales d eb id o a las escasas investigaciones
sobre los errores en la declaración de la edad.

EL METODO DE HIJOS
PROPIOS PARA ESTIMAR
TASAS DE FECUNDIDAD
POR EDAD: NOTAS PRE­
PARADAS PARA UN SE­
MINARIO DE ANALISIS
DEMOGRAFICO YEVAL UA CION DE INFORMA CIONES, Feeney, G„
CELADE, Serie D, n° 92,
julio, 1977, Santiago, Chile

C onsideraciones analíticas sobre algunos proESTIMACIONES DE PAced im ien tos para estim ar tasas por edad de fecunRAMETROS DEMOGRAdidad y m ortalidad. Para estos p roced im ien tos, baFICOS A PARTIR DE
sados en d atos lim itad os o in su ficien tes, el autor INFORMACION CENSAL Y
propone tres etapM de análisis: a) form ulación de DE REGISTROS, Feeney, G.,
ecu acion es tau tológicas cjue relacionan estim acioCELADE, Serie D, n^ 93,
nes buscadas con datos disp onibles, cuyas solu cio- agosto, 1977, Santiago, Chile
nes están subdeterm inadas; b ) con el ob jeto de re’
’
ducir incógnitas en esas ecu acion es, se introducen
ecu acion es de param etrización que resultan de de­
rivar ecu acion es con m enos incógnitas, siendo posi­
ble esto por el co n o cim ien to dem ográfico que va
más aUá del que está con ten id o en los d atos bási­
cos; c ) resolu ción de las ecu acion es param étricas
para valores del parám etro d escon ocid o y cálculo
de las estim acion es buscadas. De acuerdo a este en ­
foq u e se exam inan algunos m od elos de fecundidad
(Brass, Coale-Trussell), técn icas de estim ación a
partir de estim ación censal sobre fecundidad acu­
m ulada para un cen so (M ortara) o para dos cen sos
su cesivos, y u tilización de los registros sobre naci­
dos vivos (M acura). Por otra parte, se exam inan los
p roced im ien tos para estim ar la m ortalidad a partir

124

de la inform ación sobre hijos supervivientes, tan to
para el caso de m ortalidad constante (Brass, Sulhvan), com o el de m ortalidad variable (propuesto
por el m ism o autor).
Con el auspicio del Program a de Investigado- URBANIZACION, ESTRUCnes Sociales sobre Problemas de Población RelevanTURA URBANA Y DINA­
tes para Políticas de Población en América L atina
MICA DE POBLACION,
(PISPAL) y organizado por la k%oádiáón Co\om-Atria, R., Batán, J., Flisfisch,
biana de Facultades de M edicina, se realizó en BoA., et. al, PISPAL, 1977,
gotá, C olom bia, en noviem bre-diciem bre de 1975
Santiago, Chile
un Sem inario Taller sobre “ Urbanización, estru ctu ­
ra urbana y dinám ica de población” . Se perseguía
avanzar en la búsqueda de bases originales y aplica­
das al caso de Am érica L atina para el estudio de las
relaciones entre el proceso de urbanización, la es­
tru ctu ra espacial del poblam iento, los niveles y m o­
dalidades del desarrollo y la estructura y dinám ica
de la población. Indagando, adem ás, sobre las cau­
sas y consecuencias de la actual estructura del p o ­
blam iento en Am érica L atina, se pretende incre­
m entar el apoyo científico necesario para el diseño
de políticas d iri^ d as a los elem entos determ inantes
de la urbanización y la estru ctu ra u rbana a los va­
riados efectos de algunas de sus características es­
pecíficas. Así, los siete trabajos incluidos en la re­
copilación abordan la urbanización, estru ctu ra ur­
bana, estru ctu ra del poblam iento, dinám ica de la
población, fuerza de trabajo, em pleo, consum o, es­
tru ctu ra social, com portam iento reproductivo, es­
peculación en tierras urbanas y desarrollo urbano
en Am érica Latina.
Selección de cuatro trabajos que contem plan
FECUNDIDAD, ARTICU­
LOS SELECCIONADOS,
algunos de los últim os avances en el estudio y m e­
CELADE, Serie D, n > 1033,
<
dición de la fecundidad. El prim er trabajo da un
panoram a general del estado actual del conocim ien­ noviembre 1977, San José,
to sobre la variable dem ográfica fecundidad. Los
Costa Rica
tres trabajos que siguen están dedicados específica­
m ente a la m edición de esta característica. El de
Leridon, pone énfasis en los com ponentes de la fe­
cundidad natural (aquélla en que no hay acciones
preconcebidas de anticoncepción), destacándose
los aspectos biológicos que intervienen en la m ani­
festación de la variable. Por su parte, los trabajos
de Feeney y Cho están referidos al m étodo de los
hijos propios, que sirve para estim ar las tasas de
fecundidad p o r edad a p artir de inform ación cen­
sal: en am bos casos se presentan aplicaciones.
Se presenta una serie de estudios tudUzdidos POPULATION AND URBAN
entre 1975 y 1976 sobre el crecim iento de la p o ­
TRENDS IN CENTRAL
blación en los seis países del Istm o C entroam erica­ AMERICA AND PANAMA.
no (Costa Rica, El Salvador, G uatem ala, Honduras,
Rober \Y. Fox y Jerrold W
.
Nicaragua y Panam á). Los estudios se centran en
Huguet, Banco Interameri­
dos áreas del análisis dem ográfico: las tasas de cre­
cano de Desarrollo,
cim iento de la población en cada uno de los seis
Washington, U.S.A., 1977
países y los cam bios observados en sus patrones
de distribución espacial.

125

Se exam inan los patrones de crecim ien to du­
rante los últimos 50 años, a nivel nacional, depar­
tam en tal y de ciudades, en térm inos de tasas de
crecim ien to y de núm eros absolu tos. A partir de
los patrones observados y otras características de­
m ográficas, se presentan p royeccion es de la pobla­
ción hacia e l año 2 0 0 0 .

126