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Timestamp: 2017-10-19 11:46:18+00:00

Document:
Tablas de mortalidad, jubilación e invalidez, Costa Rica 2000-2005(Costa Rican Life Tables for Retairment and Disability, 2000-2005) - Luis Rosero-Bixby - Autres
Tablas de mortalidad, jubilación e invalidez, Costa Rica 2000-2005(Costa Rican Life Tables for Retairment and Disability, 2000-2005)
De Luis Rosero-Bixby
Se estimaron las tablas de vida de Costa Rica del período 2000-2005, detalladas por edades simples y hasta los 115 años de edad. Además, se comparó el patrón de mortalidad general con la de los derecho habientes a pensión dentro de los regímenes contributivos. También, se proyectó una tabla de vida para 2025-2030 y un modelo para estimar las probabilidades de muerte por edades simples, sexo y año calendario dentro del período 2006-2050. La comparación tabla de vida 2000-05 con la de cinco años atrás muestra el progreso en la esperanza de vida. Al nacer, la esperanza de vida fue de 78,2 años para ambos sexos (75,9 para los hombres y 80,6 las mujeres). Costa Rica continúa ocupando el segundo lugar de América como el país de mayor esperanza de vida al nacer, solo superado por Canadá. La esperanza de vida a los 65 años (edad aproximada de jubilación), aumentó medio año para los varones y casi un año para las mujeres
pasando de 16,9 a 17,5 años en hombres y de 19,1 a 19,9 en mujeres. La comparación de los patrones de mortalidad de la población general con las poblaciones con derecho a pensión, mostró que la mortalidad de los derecho habientes no difiere significativamente de la mortalidad de la población total, en cambio para los jubilados e inválidos si se observaron diferencias. La tabla de mortalidad proyectada estima las condiciones probables de mortalidad que vivirán quienes se pensionen en 2007-2011. La proyección supuso un progreso cada vez más lento en la esperanza de vida. Estas tablas de vida se prepararon para la Superintendencia de Pensiones, de manera que sirvan como referencia en cálculos actuariales de seguros de vida y pensiones vitalicias.
It estimates complete (single ages) life tables for Costa Rica, 2000-2005, up to the age 115 years, as well as a projection for 2025-2030 and a simple model of the death probabilities by age, sex and calendar year in the period 2006-2050. It compares mortality in the general population with the groups of right-owners of retirement pension, the old-age retirees and the disabled-retirees. The estimated life expectancy at birth was 78.2 years for both sexes (75.9 men and 80.6 women). Costa Rica continues to have the second highest life expectancy in the Americas (Canada has the highest). Life expectancy at 65 years, the retirement age approximately, increased half a year for men and almost one year for women from 1995-2000 to 2000-20005: from 16.9 to 17.5 years for men and 19.1 to 19.9 for women. The mortality pattern among the pension-right-owners does not differ significantly from the pattern in the general population. In contrast, the data showed significant differences in mortality of the old-age retirees and the disabled-retirees when compared to the general population. The life table projected for 2025-2030 estimates the likely mortality of those opting for retirement in 2007-2011. This projection assumes slow progress in life expectancy. The Costa Rican Superintendence of Pensions has made mandatory the use of these life table estimates inactuarial computations of life insurances and lifetime pensions.
Source : Población y Salud en Mesoamérica 1659-0201 2008 volumen 6 número 1 artículo 5
Volumen 6, número 1, artículo 5
Julio - diciembre, 2008
Tablas de mortalidad, jubilación e invalidez, Costa Rica
Andrea Collado Chaves
2008 Centro Centroamericano de Población
Población y Salud en Mesoamérica - Volumen 6, número 1, artículo 5, jul - dic 2008
Costa Rican Life Tables for Retairment and Disability, 2000-2005
Luis Rosero Bixby y Andrea Collado Chaves
Se estimaron las tablas de vida de Costa Rica del período 2000-2005, detalladas por edades simples y hasta los
115 años de edad. Además, se comparó el patrón de mortalidad general con la de los derecho habientes a
pensión dentro de los regímenes contributivos. También, se proyectó una tabla de vida para 2025-2030 y un
modelo para estimar las probabilidades de muerte por edades simples, sexo y año calendario dentro del período
2006-2050. La comparación tabla de vida 2000-05 con la de cinco años atrás muestra el progreso en la
esperanza de vida. Al nacer, la esperanza de vida fue de 78,2 años para ambos sexos (75,9 para los hombres y
80,6 las mujeres). Costa Rica continúa ocupando el segundo lugar de América como el país de mayor
esperanza de vida al nacer, solo superado por Canadá. La esperanza de vida a los 65 años (edad aproximada
de jubilación), aumentó medio año para los varones y casi un año para las mujeres; pasando de 16,9 a 17,5
años en hombres y de 19,1 a 19,9 en mujeres. La comparación de los patrones de mortalidad de la población
general con las poblaciones con derecho a pensión, mostró que la mortalidad de los derecho habientes no
difiere significativamente de la mortalidad de la población total, en cambio para los jubilados e inválidos si se
observaron diferencias. La tabla de mortalidad proyectada estima las condiciones probables de mortalidad que
vivirán quienes se pensionen en 2007-2011. La proyección supuso un progreso cada vez más lento en la
esperanza de vida. Estas tablas de vida se prepararon para la Superintendencia de Pensiones, de manera que
sirvan como referencia en cálculos actuariales de seguros de vida y pensiones vitalicias.
Palabras Clave: Mortalidad, Probabilidades de muerte, Esperanza de Vida, Jubilado, Inválido
It estimates complete (single ages) life tables for Costa Rica, 2000-2005, up to the age 115 years, as well as a
projection for 2025-2030 and a simple model of the death probabilities by age, sex and calendar year in the
period 2006-2050. It compares mortality in the general population with the groups of right-owners of
retirement pension, the old-age retirees and the disabled-retirees. The estimated life expectancy at birth was
78.2 years for both sexes (75.9 men and 80.6 women). Costa Rica continues to have the second highest life
expectancy in the Americas (Canada has the highest). Life expectancy at 65 years, the retirement age
approximately, increased half a year for men and almost one year for women from 1995-2000 to 2000-20005:
from 16.9 to 17.5 years for men and 19.1 to 19.9 for women. The mortality pattern among the
pension-rightowners does not differ significantly from the pattern in the general population. In contrast, the data showed
significant differences in mortality of the old-age retirees and the disabled-retirees when compared to the
general population. The life table projected for 2025-2030 estimates the likely mortality of those opting for
retirement in 2007-2011. This projection assumes slow progress in life expectancy. The Costa Rican
Superintendence of Pensions has made mandatory the use of these life table estimates inactuarial computations
of life insurances and lifetime pensions.
Keywords: Mortality, Death probabilities, Life Expectancy, Retirement, Disability retirement
Recibido: 10 de junio, 2008 Aprobado: 22 de Julio, 2008
1 Director, Centro Centroamericano de Población. Docente, Universidad de Costa Rica. lrosero@ccp.ucr.ac.cr
2 Investigadora, Centro Centroamericano de Población. Docente, Universidad de Costa Rica. acollado@ccp.ucr.ac.cr
http://ccp.ucr.ac.cr/revista/ 1 Población y Salud en Mesoamérica - Volumen 6, número 1, artículo 5, jul - dic 2008
Este artículo presenta dos juegos de tablas de mortalidad de Costa Rica: (1) las de la población
de Costa Rica en el periodo 2000-2005 y (2) las recomendadas para quienes opten por una
pensión y que corresponden, en promedio, a las proyectadas para 2025-2030. También presenta
un modelo paramétrico para proyectar las probabilidades de morir para cada sexo, edad y año
calendario. Además, el artículo presenta los patrones de mortalidad de las personas pensionadas
por vejez (jubilados) y pensionadas bajo los regímenes de invalidez (2000-2005). El detalle de
las tablas de mortalidad se presenta en los anexos.
Estas tablas de mortalidad se distinguen en varios aspectos de las tablas anuales que se estiman
rutinariamente en el país. (1) Incluyen una cuidadosa evaluación y, cuando es necesario,
corrección de la información base, especialmente de la población de adultos mayores. (2)
Estiman los patrones de mortalidad y supervivencia por edades simples y hasta edades avanzadas
(115 años). (3) Procuran remover el “ruido” de fluctuaciones aleatorias en los datos mediante la
agregación para un periodo quinquenal y mediante suavizamiento de las curvas por edad con
Las tablas de mortalidad se han preparado de manera que sirvan como referencia durante varios
años a actividades que, como los seguros de vida, pensiones vitalicias, planeación de servicios de
salud, requieren información sobre probabilidades de muerte y supervivencia y expectativas de
vida en Costa Rica en las distintas edades. La Superintendencia de Pensiones (SUPEN) ha
adoptado estas tablas de mortalidad como las oficiales del país y de uso obligatorio para las
operadoras de pensiones.
Estas tablas del periodo 2000-2005 tienen como antecedentes directo tablas similares preparadas
para el periodo 1995-2000 con procedimientos similares (Rosero-Bixby, Brenes y
ColladoChaves, 2005).
2. DATOS Y METODOS
La tabla 1 resume las fuentes de información utilizadas, describe brevemente la información
aportada por la fuente e indica para qué cómo fue utilizada.
2.1 Procedimiento para la construcción de las tablas de vida 2000-2005
El punto de partida para la construcción de las tablas de vida fue la estimación de las tasas de
mortalidad por edades simples y sexo del período 2000-2005. La estimación siguió diferentes
procedimientos para tres tramos de edad:
1. De los 5 a los 89 años de edad se determinaron las tasas de mortalidad como el cociente
entre las defunciones registradas y corregidas del 2000 al 2005 (numerador) y la suma de
las estimaciones de la población a junio de cada año (denominador).
2. Para los primeros cinco años de vida, las tasas se calcularon a partir de una estimación
directa de las probabilidades de muerte en las distintas cohortes de nacimientos.
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3. Las tasas de mortalidad de las personas de 90 años y más se estimaron usando los
registros del Tribunal Superno de Elecciones (TSE) y el método de cohortes extintas y
cuasi-extintas.
Los datos de defunciones y los nacimientos del período se tabularon por año de edad y año de
ocurrencia y se corrigieron por subregistro y registro tardío. Se determinó que las defunciones
ocurridas e inscritas en el 2005 deben inflarse en 3,0%; las del 2004 e inscritas hasta el 2005, en
0,2% y las de 2003 y 2002 en 0,1%. Los nacimientos también fueron corregidos; para el período
2000-2003 se inflaron en 1%, para el 2004 en 0,9% y durante el 2005 en 0,8%. En ambos casos
la corrección se hace para tomar en cuenta registros que ocurrirán del 2007 en adelante. Estas
correcciones utilizan el Instituto Nacional de Estadística y Censos (INEC) y el Centro
Centroamericano de Población (CCP) en sus estimaciones y proyecciones de población.
La población por sexo y edades simples de los años 2001-2005 se tomó de las estimaciones y
proyecciones oficiales de población (INEC & CCP, 2002), disponibles en la Web en:
http://censos.ccp.ucr.ac.cr/.
Las probabilidades de muerte de los menores de cinco años se estimaron directamente usando el
método de Greville (Ortega, 1987), que consiste en observar por cohortes las defunciones de los
menores, desde que nacen hasta que alcanzan la edad 5. La población de 0 a 4 años nacida en el
exterior, según el censo, representa un 1,6% de la población nacida en Costa Rica. Por
consiguiente, los datos de nacimientos fueron multiplicados por un factor de 1,016 para corregir
por la inmigración en estas edades y contar con estimaciones válidas de la población menor de 5
años. Las tasas de mortalidad son el cociente entre defunciones y el número de personas-años
vividos en el período.
Las tasas de mortalidad a edades de 90 y más se obtuvieron directamente del padrón electoral,
que es más confiable que el censo para estimar la población en estas edades. Las defunciones
también se tomaron de los datos del TSE. Para comprobar si hubo subregistro de algunas
muertes, se observaron las cohortes que debían haberse extinguido hacia finales del 2005. Con
este método se comprobó que las generaciones nacidas entre 1880 y 1895 habían desaparecido
del registro (si hubiese habido subregistro de defunciones se verían individuos con edades de 120
años o similares). La edad máxima alcanzada fue de 109 años (Rosero-Bixby, 2005).
Las tasas de los 75 a 104 años tienen un primer suavizamiento con un modelo relacional de
mortalidad para edades avanzadas en países de baja mortalidad, desarrollado por Himes et al
(1994). El modelo se estimó por regresión en los logaritmos de las tasas. Las tasas estimadas
con este modelo presentan una correlación de 0,999 con la serie original. Para las edades de 105
a 115 años, las tasas de mortalidad se extrapolaron usando esta ecuación de regresión.
Un atributo importante de las tablas de vida requerido por los actuarios es que la serie de
probabilidades y tasas de mortalidad varíe suavemente con la edad. Se procedió en consecuencia
a suavizar la serie observada de tasas de mortalidad por edades simples de 0 a 115 años para cada
uno de los sexos utilizando un procedimiento de regresión local disponible en el paquete
estadístico STATA (2004), comando “lowess”.
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El Anexo 1 muestra dos juegos de tasas de mortalidad (m ): las observadas (m ) y las ajustadas x xob
(m ). El coeficiente de correlación entre las dos series es de 0,999 para cada sexo. xaj
Para pasar de tasas (m ) a probabilidades (q ) de muerte se usó la relación propuesta por Reed y x x
Merrell (en Ortega, 1987), excepto en el primer año de vida, en el cual se usaron factores de
separación diferentes para hombres y mujeres, a saber: 0,131882 para los hombres y 0,161474
para las mujeres. Estos factores se calcularon con los datos de defunciones y sobrevivientes
derivados del método de Greville. El resto de funciones de la tabla se determinaron por métodos
convencionales (Ortega, 1987).
2.2 Procedimiento para la construcción de las tablas de vida 2025-2030
Distintos actuarios (Montero de Miguel, 2002; Facultad e Instituto de Actuarios, 2002; Rosas,
2002) señalan como problema que la tabla de vida estimada, pese a su actualización, no es útil
para los cálculos actuariales porque refleja las condiciones de muerte del período y no incorpora
los cambios en la mortalidad que sucederán en el futuro. Si las rentas se calculan con la
mortalidad actual y la mortalidad en el futuro disminuye (como se espera que suceda), las
empresas aseguradoras podrían verse en problemas financieros.
Consecuentemente, los actuarios recomiendan estimar tablas de vida que representen las
condiciones futuras de mortalidad. Para el periodo 1995-2000 se concluyó que las tablas
proyectadas para 2020-25 podían tomarse como representativas de las condiciones de mortalidad
que enfrentarán las personas que se pensionen. Para el periodo 2000-2005, la tabla
representativa para aplicar a los nuevos pensionados sería la de la proyección 2025-2030. La
identificación de ese período se puede resumir en tres pasos:
1. Identificación de las cohortes representativas de quienes optarán por pensionarse a corto
plazo. Esta cohorte está representada por los nacidos en 1945 más/menos 7 años.
2. Determinación del patrón esperado de mortalidad de estas cohortes en el pasado y en las
proyecciones oficiales de población.
3. Identificación del año o período en el futuro que tiene la esperanza de vida proyectada
más parecida a la esperanza de vida a la edad de pensionarse de esta cohorte
representativa. Este período es 2025-2030.
Para la estimación de la tabla de vida 2025-2030, se evaluó la vigencia de la proyección oficial
de la esperanza de vida. Se encontró que para el período 2000-2005 la esperanza de vida al
nacer es prácticamente idéntica a la que se había proyectado en el 2000 (Tabla 2). Esto significa
que la proyección oficial de mortalidad sigue vigente y, por tanto, basta tomar de la proyección
la tabla para el periodo 2025-2030 como representativa del comportamiento futuro de la
mortalidad del país.
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2.3 Modelo para proyectar la mortalidad y generar tablas dinámicas
La recomendación para el cálculo de productos actuariales es utilizar la tabla 2025-2030 porque
representa el mejor pronóstico de las condiciones de mortalidad de los futuros pensionados. No
obstante, algunos actuarios podrían desear una estimación más precisa de estos cambios que les
permita obtener probabilidades de morir para cada edad, sexo y cohorte o año calendario.
Una posibilidad para este tipo de necesidades de información es hacer tablas de vida dinámicas;
como lo hace la Facultad e Instituto de Actuariado de Inglaterra (http://www.actuaries.org.uk).
El modelo propuesto por la Facultad e Instituto de Actuarios basa la proyección de la
probabilidad de muerte (q ) en probabilidades observadas y estandarizadas para la población x
inglesa y un factor de reducción que varía en función del tiempo y la edad.
Por sugerencia de actuarios del Instituto Nacional de Seguros (Villalobos, 2007), se adoptó un
procedimiento análogo para Costa Rica que propone una única ecuación para estimar los valores
de q en función de la edad y el año, a partir de un juego de probabilidades de morir x
correspondiente al período base, que en este caso es 2000-2005. La ecuación se estimó usando
una regresión múltiple a partir de las series de probabilidades de muerte para hombres y mujeres,
años simples de edad y los períodos 1995-2000, 2000-2005, 2020-2025, 2025-2030 y 2045-2050.
La ecuación a estimar es:
1 2 3q =A • q • x • t t,x 7,x
q es la probabilidad de morir en el año t y la edad x; tx
q es la probabilidad de morir en el período base 2000-2005; i. e. t =7 y la edad x. 7x
t es el año a proyectar menos 1995. Por ejemplo para el período 2012, t =17;
x es la edad en años cumplidos;
A y son parámetros a estimar con regresión múltiple
Con el modelo se re-estimó la serie de probabilidades de muerte del periodo 2025-2030 y la tabla
de vida correspondiente. Esta tabla asume 2027 como año central y usa la edad 0,5 para estimar
la probabilidad del primer año. Supone además que los factores de separación de la edad cero
son los mismos que en el período 2000-2005 (0,131882 hombres y 0,161474 mujeres). El resto
de funciones de la tabla se determinan usando métodos convencionales. Los resultados de esta
tabla se presentan en el Anexo 2.
2. 4 Tablas de vida de los derecho habientes a pensión y jubilados
El estudio de la mortalidad de derecho habientes, jubilados y pensionados por invalidez, utilizó
una muestra al azar de 8.000 personas mayores de 55 años seleccionadas del IX Censo de
Población de Costa Rica, 2000 que se describe en Rosero-Bixby, Brenes y Collado (2005). A los
individuos de esta muestra se les agregó información de fechas de muerte e historial de
pensiones utilizando los números de cédula para empatar con las bases de datos
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bbbbPoblación y Salud en Mesoamérica - Volumen 6, número 1, artículo 5, jul - dic 2008
Los resultados de la muestra expandida se compararon con la estimación de la Encuesta de
Hogares de Propósitos Múltiples (INEC, 2007 y 2001-06) y con los datos publicados en los
Anuarios Estadísticos (CCSS, 2001a y 2006). La tabla 3 presenta esta comparación.
La comparación entre las fuentes muestra menores discrepancias para los hombres que para las
mujeres, pero las diferencias observadas están dentro del margen de variación debido a los
errores muestrales, eso significa que los datos de las dos fuentes son en esencia los mismos.
Para comprobar si la mortalidad de las personas con derecho a pensión, jubiladas e inválidos
difiere significativamente de las tasas observadas para los costarricenses durante 2000-2005, se
dio seguimiento a los individuos de la muestra por seis años y cinco meses, esto es, desde la
fecha del censo (28 de junio de 2000) hasta la fecha de cierre del archivo de defunciones del TSE
(30 de noviembre de 2006).
Se usó un modelo relacional de tres parámetros propuesto por Rosero-Bixby (2005) para el
estudio de la mortalidad de las personas adultas mayores. La tabla de mortalidad de los jubilados
se calculó a partir de las tasas de mortalidad estimadas por el modelo y los resultados se
presentan en el Anexo 3.
El modelo supone que las tasas de mortalidad del grupo en estudio son un producto de las tasas
de mortalidad de Costa Rica V y tres parámetros que denotan: el nivel relativo de la de
mortalidad del grupo a la edad x = 65 (M); el efecto del envejecimiento relativo a la mortalidad
observada (A) y el efecto del sexo (S) medido con una variable d = 1 si es varón. Valores de uno
en estos parámetros significan que no hay diferencia con la población total en el efecto
correspondiente. Si la multiplicación de los parámetros da como resultado la unidad significa que
la mortalidad del subgrupo (derecho habientes, jubilados o inválidos) es igual a la mortalidad de
toda la población. En símbolos:
( x 65) d
m = V MA S xd xd
Estos tres parámetros se estiman usando una regresión de Poisson con el software STATA
(Statacorp, 2004) para cada subgrupo de interés: toda la muestra, derecho habientes, jubilados e
inválidos, junto con variables de interacción entre sexo (d) y edad (x).
2. 5 Tablas de vida de los pensionados por invalidez
La tasa de mortalidad por invalidez es el cociente entre el número de defunciones en cada edad y
sexo y el número correspondiente de años personas de observación. Las series de tasas de
mortalidad por edad observadas fueron ajustadas de modo que varíen suavemente con la edad.
Para estimar las tasas de mortalidad, se dio seguimiento a los pensionados por invalidez durante
seis años (desde el 1 de enero del 2000 hasta el 31 de diciembre de 2005). Al reorganizar la
información sobre la base de segmentos de edad, el número de observaciones pasó de 55.126
personas a 262.562 segmentos. Las tasas se estimaron usando el paquete “Stata 9 SE”,
específicamente con el comando “strate” (StatCorp, 2004). Las tasas de mortalidad en el rango
de 110 a 114 se estimaron con el modelo relacional propuesto por Rosero-Bixby (2005).
http://ccp.ucr.ac.cr/revista/ 6
-Población y Salud en Mesoamérica - Volumen 6, número 1, artículo 5, jul - dic 2008
Para pasar de tasas (m ) a probabilidades de muerte (q ), se usó la relación de Reed y Merrell x x
(Ortega, 1987). Se estimó la mortalidad para hombres y mujeres de 20 a 114 años de edad
(Anexo 4).
No se estimaron tasas de mortalidad, ni probabilidades de muerte para ambos sexos porque no se
tiene elementos para ponderar los datos de hombres y de mujeres (por ejemplo, no se puede
asumir que el número en cada sexo es el mismo y darles igual ponderación). Tampoco se
calcularon las otras funciones de la tabla de mortalidad (en particular, la esperanza de vida) por
la gran heterogeneidad de quienes entran a la condición de invalidez. Por ejemplo, no se puede
suponer que las probabilidades de morir de los pensionados por invalidez a los 60 años son
aplicables a los pensionados a la edad 40 (estos últimos tiene una mortalidad más alta). Al no
poder hacer este supuesto, sería incorrecto construir la cohorte hipotética implícita en la tabla de
vida y en la estimación de la esperanza de vida.
En el Anexo 5 se pueden consultar los conceptos de derecho habiente a pensión, jubilado,
pensionado por invalidez y otros.
La esperanza de vida al nacimiento en 2000-2005 resultó en 78,2 años para ambos sexos, 75,9
años para los hombres y 80,6 años para las mujeres. Esto representa una ganancia de más de un
año si se compara con la esperanza de vida al nacer estimada para 1995-2000 (77,0 total, 74,6
hombres, 79,4 mujeres).
Los logros en el descenso de la mortalidad en Costa Rica se reflejan de manera notable en la
evolución de la esperanza de vida al nacimiento, que ha pasado de 42,2 años en 1930 a 78,2 años
a finales de siglo (Gráfica 1); vale decir una ganancia promedio de aproximadamente medio año,
por cada año calendario, durante siete décadas y media.
La esperanza de vida a los 65 años tiene especial interés porque muestra la situación a la edad
aproximada de jubilación de las personas. La ganancia a estas edades ha sido también
considerable, aunque no tan grande como al nacimiento.
La esperanza de vida a los 65, pasó de 11 años en 1930 a casi 19 años en el 2000-2005, es decir
un aumento aproximado de dos meses y medio por cada año transcurrido durante el último
lustro. La esperanza de vida a los 65 años aumentó del período 1995-2000 al 2000-2005, medio
año para los varones y casi un año para las mujeres. Es decir, a los 65 años, la esperanza de vida
pasó de 16,9 a 17,5 años y de 19,1 a 19.9, respectivamente (Gráfica 1).
La gráfica 2 compara las tasas de mortalidad por edades simples y sexo para los períodos
19952000 y 2000-2005. La comparación en primer lugar evalúa la coherencia en los patrones de
mortalidad por edad de las tablas en ambos periodos y, en segundo, evidencia la caída de las
tasas de mortalidad en todas las edades y en los dos sexos. Se observa, además el patrón
característico de mayor mortalidad de los hombres, especialmente entre los adultos jóvenes.
La caída proporcional de la mortalidad en estos cinco años ha sido más acentuada en los menores
de cinco años y más leve en los adultos mayores, como se observa en la tabla 4 que muestra los
http://ccp.ucr.ac.cr/revista/ 7 Población y Salud en Mesoamérica - Volumen 6, número 1, artículo 5, jul - dic 2008
porcentajes de disminución calculados con las tasas de mortalidad de la población estacionaria
implícita en la tabla de vida.
El Anexo 1 presenta las tablas de mortalidad completas de los costarricenses, 2000-2005.
Para estudiar la mortalidad diferencial para los subgrupos de pensionados (derecho habientes,
jubilados e inválidos) se compararon las tasas de mortalidad de los costarricenses con las tasas de
mortalidad de cada subgrupo. Primero las comparaciones se hicieron a partir de la muestra
representativa de adultos mayores.
Antes de presentar los resultados de esta comparación se hace una breve caracterización de la
3. 1 La muestra para estudiar la mortalidad diferencial
El número de individuos incluidos en la muestra fue 7.894 para un total de 49.124 años de
observación entre el 28 de junio del 2000 y el 30 de noviembre de 2006, o la fecha de defunción
(tabla 5). El número de defunciones registrado en este periodo fue 2.614, casi un 70% más de
defunciones que las observadas en el estudio anterior (Rosero-Bixby, Brenes y Collado, 2005).
El 25% de las observaciones corresponden a individuos de 80 o más años, quienes registran el
80% de las defunciones. Dado que las fracciones muestrales difieren según la edad, los totales
de la tabla 5 no son representativos de la población de Costa Rica.
El 59% de los individuos en la muestra son derecho habientes. Cuando se infiere esta cantidad
para la población de adultos mayores del país, para el año 2000, los derecho habientes en estas
edades corresponden a unas 275 mil personas; cifra que es casi idéntica a la reportada por la
Encuesta de Hogares del 2000 (277 mil). Esta estimación no se compara con el dato censal
porque, un 17% de las personas que según las categorías del censo eran derecho habientes,
estaban mal clasificados y correspondían a pensionados por cuenta del Estado.
En lo que respecta al número de pensionados, un tercio de las personas de la muestra pertenecen
a regímenes contributivos. Entre el total de pensionados de los regímenes contributivos la
mayoría son jubilados, esto equivale al 19% de los adultos de la muestra (Tabla 6).
¿Cuánto se asemeja el patrón de mortalidad de la muestra al descrito por la tabla de vida de
Costa Rica 2000-2005? La gráfica 3 muestra que las tasas de mortalidad por edad de la muestra
no difieren significativamente de las de la población en el periodo 2000-2005, excepto en el
último grupo de edad que es muy peculiar (100 o más años) y que influye poco en la
estimaciones. Esto significa que el patrón de mortalidad de la muestra estudiada es
representativo de la población de Costa Rica.
La tabla 7 presenta la estimación de los tres parámetros del modelo para: (1) toda la muestra, (2)
los derecho habientes, (3) la muestra de jubilados y (4) la muestra de pensionados por invalidez.
Se confirma que la mortalidad de la muestra no difiere significativamente de toda la población
(los tres intervalos de confianza incluyen la unidad), lo que permite a la vez utilizar la muestra
para medir las diferencias entre los subgrupos de pensionados.
http://ccp.ucr.ac.cr/revista/ 8 Población y Salud en Mesoamérica - Volumen 6, número 1, artículo 5, jul - dic 2008
La tabla 7 muestra que la mortalidad de los derecho habientes no difiere significativamente de la
mortalidad de toda la población de Costa Rica. En cambio para los jubilados e inválidos, sí se
observan diferencias. En el caso de los jubilados, el modelo estima efectos significativos por
sexo. Por el contrario, para los pensionados por invalidez, el nivel de la mortalidad es mayor que
el nivel observado para los costarricenses, pero la relación no es diferente por sexo, aunque sí
varía con la edad.
Para apreciar mejor los efectos que estima el modelo y observar los patrones de mortalidad de
jubilados e inválidos en comparación con todos los costarricenses, la gráfica 4 muestra las tasas
relativas de los jubilados e inválidos por sexo y edad. Valores cercanos a la unidad indican que
las tasas de jubilados o inválidos y de toda Costa Rica son similares, por el contrario cuando la
relación es mayor a la unidad, las tasas de la subpoblación en estudio son más altas que la
población total y cuando la relación es menor a la unidad, las tasas son más bajas.
De acuerdo con el modelo, alrededor de los 65 años de edad, los hombres jubilados tienen una
mortalidad similar a la población total (tasa relativa de uno), mientras que las mujeres tienen una
mortalidad que es el 77% de la de toda la población (23% más baja). Conforme se avanza en
edad, la mortalidad relativa de los dos sexos disminuye linealmente. Por ejemplo a los 85 años
de edad, los jubilados varones ostentan una mortalidad que es el 94% de la de toda la población y
las mujeres 74%.
Las tasas relativas de las mujeres jubiladas siempre son más bajas que las de los varones, lo que
significa que la brecha entre los sexos es mayor que la observada en toda la población. Por
ejemplo, a los 65 años de edad, los varones jubilados tienen una mortalidad que es 94% mayor
que las mujeres, mientras que en toda la población esta sobremortalidad es 52%.
Para los pensionados por invalidez y de acuerdo con el modelo, se observan efectos que difieren
sustancialmente de la unidad, pero que son muy parecidos entre los sexos. A edades tempranas,
la mortalidad de los inválidos es mucho mayor que la observada en la población general, pero
este efecto disminuye con la edad. Alrededor de los 60 años de edad, los pensionados por
invalidez tienen una mortalidad que es casi el doble que en toda la población; a los 90 años la
mortalidad de este grupo es la misma que la población.
Los resultados de la estimación de la mortalidad de los pensionados por invalidez a partir de la
muestra se compararon con los resultados obtenidos por el CCP usando el universo de
pensionados por invalidez de la Caja Costarricense de Seguro Social (CCSS) a noviembre del
2006 y con las probabilidades de muerte de una tabla de mortalidad estimada recientemente por
la CCSS (Torres, 2004).
El número de individuos incluidos en este universo fue 55.126 (28% mujeres) para un total de
262.606 años de observación entre el 1 de enero del 2000 y el 31 de diciembre del 2005, o la
fecha de defunción, para quienes murieron antes.
La tabla 8 muestra que más del 50% de los pensionados está entre los 45 y los 64 años de edad.
Un cuarto del total de pensionados está entre los 65 y 74 años. En los rangos de edad menores de
44 y mayores de 75 años, hay una cantidad aproximadamente igual de personas.

References: artículo 5
 artículo 5
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