-tomado del Boletín Epidemiológico, Vol. 24 No. 4, diciembre 2003-
Introducción
Se sabe que las estadísticas provenientes de la mortalidad registrada
pueden verse alteradas en cualquier etapa de su producción: recolección
de datos y llenado de formularios, codificación, procesamiento de datos
y cómputo posterior. Los indicadores que se obtienen a partir de estos
(como el número de casos y la distribución de casos por causa)
y que cumplen una función en la elaboración de las tasas de mortalidad
pueden sufrir modificaciones en el numerador y el denominador. Por consiguiente,
es imprescindible conocer las condiciones en las cuales se generan las estadísticas
y los problemas que surgen al producirlas para tenerlos en cuenta en su interpretación
y uso correctos. De esta forma se pueden aplicar procedimientos para corregir
los problemas y mejorar la calidad y la confiabilidad de las estadísticas.
Los errores cometidos al recolectar y procesar las bases de datos
también pueden dar lugar a problemas que solamente se perciben cuando
se hacen las comparaciones de datos y se estudian sus tendencias. Esto significa
que cierto grado de conocimiento en la materia y experiencia en el uso regular
de los datos. Para estimar las tasas de mortalidad específicas se necesita
un denominador, que corresponde, por un lado, a la población por grupos
de edad, por el otro a los nacidos vivos registrados, que son parte de las tasas
de mortalidad materna e infantil. La población estimada para los años
intercensales se obtiene de las proyecciones, que podrían representar
de forma inadecuada los problemas migratorios de algunos países. Las
estadísticas de nacidos vivos también tienen algunos problemas,
siendo el más importante el registro extemporáneo de los nacimientos.
Como consecuencia, las tasas de mortalidad materna e infantil observadas diferirán
de las tasas reales si no se tiene en cuenta el registro extemporáneo
de nacimientos o la falta de registro de nacimientos y defunciones.
La calidad de los datos de mortalidad específica por una
causa también se afecta por limitaciones en los conocimientos médicos
actuales, errores de diagnóstico, deficiencias en la certificación
y, quizás en menor grado, errores de codificación y de otros tipos
de procesamiento. El registro incompleto de las defunciones afecta, además,
la validez de la distribución por causas. La causa consignada en el certificado
de defunción, incluso cuando la determinan los médicos tratantes,
a menudo está incompleta o es de mala calidad, entre otras razones, por
falta de capacitación en certificación y una comprensión
insuficiente de los usos que se hacen de la información proporcionada
en el certificado de defunción. Otro problema frecuente es que los médicos
pueden preferir ciertas clases de diagnósticos, como los de su área
de especialidad; este sesgo puede variar de un país a otro y con el transcurso
del tiempo. En muchos países en desarrollo un sector considerable de
la población carece de acceso a la atención médica. Por
lo tanto, es posible que los médicos no tratantes, cuya información
puede ser insuficiente para el diagnóstico, firmen los certificados de
defunción y que testigos sin conocimientos médicos proporcionen
los informes sobre la muerte. Los países en desarrollo y desarrollados
afrontan algunos de los mismos problemas. Por ejemplo, puede haber motivos jurídicos,
sociales y de otra índole que conduzcan a la subnotificación en
el certificado de defunción de causas de carácter delicado, como
el suicidio o la infección por el VIH/SIDA. Es más, los médicos,
a menudo no comprenden cómo llenar debidamente el certificado de defunción,
en particular con respecto a la determinación de las causas directas,
contribuyentes y básicas. La selección de una única causa
básica de muerte suele ser un problema mayor en el caso de los fallecidos
de edad avanzada, que a menudo padecen varias enfermedades crónicas que
conducen asociadamente a la muerte.
Es evidente que hay una necesidad real de educar al público, a los médicos y a los encargados de adoptar decisiones en el sector de salud acerca de la importancia del informe exacto y completo en el certificado de defunción y las repercusiones del informe erróneo en las estadísticas de mortalidad consolidada. Las prácticas con respecto a la inclusión o no de las defunciones sin certificación médica en las tabulaciones de las defunciones por causas difieren de un país a otro. Una disposición de la Organización Mundial de la Salud (OMS) estipula que cuando las defunciones sin certificación médica constituyen menos de 2% del total, se incluyan en dichas tabulaciones en la categoría causa mal definida; cuando exceden ese porcentaje, se deben tabular por separado. Sin embargo, los países a veces aplican diferentes criterios. Las defunciones sin certificación médica se incluyen en ocasiones en las tabulaciones nacionales de causas de muerte, como sigue: bajo los códigos 798.9 [Clasificación Internactional de Enfermedades, Novena Revisión (CIE-9)] (1) o R98 (CIE-10) (2), muerte sin asistencia, cuando la causa no es externa pero se desconoce por la falta de atención médica en el momento de la muerte o durante la enfermedad o afección que condujo a la muerte; o bajo los códigos 799.9 (CIE-9) o R99 (CIE-10), otras causas mal definidas y las no especificadas de mortalidad. Para los datos de causa de muerte con certificación médica, el indicador más sencillo de la calidad es la proporción de defunciones asignadas a los síntomas, signos y afecciones mal definidas (SSMD), códigos 780-799 (CIE-9) y R00-R99 (CIE-10). Las causas de muerte desconocidas asignadas a los códigos 798.9 y R98, o 799.9 y R99 representan una proporción grande de las muertes atribuidas a SSMD, dado que la mayoría de éstas ocurren sin certificación médica. Sin embargo, cuando la cobertura del registro es incompleta, la proporción de las defunciones asignadas a SSMD generalmente aumentará al aumentar la cobertura, sin que haya habido una disminución real en la calidad de la certificación médica de la causa de defunción. En efecto, al margen de si se usa la CIE-9 o la CIE-10, la proporción de defunciones asignadas a SSMD es menor que la proporción de defunciones por causas mal definidas, ya que varias categorías definidas de la CIE-9 y la CIE-10, como el paro cardíaco y la insuficiencia cardíaca, carecen de significado diagnóstico. Asimismo, cabe señalar que las defunciones por causas definidas no forzosamente están bien definidas, sino que están sujetas a errores de diagnóstico, certificación y codificación que no se pueden detectar después de que se compilan las estadísticas. En la mayoría de los países, la proporción de defunciones asignadas a la categoría SSMD, en combinación con la proporción de defunciones certificadas por médicos tratantes o no, sirve para el monitoreo de las tendencias y las diferencias en el acceso a la atención médica. El cuadro 1 muestra el total de defunciones registradas y el porcentaje de defunciones asignadas a SSMD por país alrededor de 2000 (o los últimos tres años disponibles). En 21 países de la Región, menos de 5% de las defunciones registradas se asignaron a SSMD alrededor de 2000.
Cuadro 1: Situación del registro de defunciones
en países de las Américas, alrededor de 2000 (últimos
tres años disponibles)
|
||||||
País
|
Tres últimos años
disponibles
|
Defunciones registradas acumuladas
|
Síntomas, signos y afecciones
mal definidas alrededor de 2000 (%)
|
Tasa cruda de mortalidad (por
1.000 habitantes)
|
Subregistro estimado (%)
|
|
registrada
|
estimada
|
|||||
Anguilla | 1993-1995 |
169
|
30,2
|
7,2
|
7,2
|
-
|
Antigua | 1993-1995 |
1.360
|
8,7
|
6,9
|
6,9
|
-
|
Argentina | 1999-2001 |
852.632
|
6,6
|
7,7
|
8,0
|
3,9
|
Bahamas | 1997,99,00 |
4.870
|
1,4
|
5,4
|
7,5
|
27,6
|
Barbados | 1993-1995 |
7.327
|
3,0
|
9,3
|
9,1
|
-
|
Belice | 1998-2000 |
4.073
|
3,8
|
6,1
|
6,1
|
-
|
Bermuda | 1992-1994 |
1.468
|
0,7
|
8,3
|
...
|
...
|
Brasil | 1998-200 |
2.814.072
|
14,8
|
5,6
|
6,9
|
18,7
|
Canadá | 1998-2000 |
655.683
|
1,3
|
7,2
|
7,2
|
0,4
|
Chile | 1997-1999 |
240.713
|
4,6
|
5,4
|
5,5
|
2,0
|
Colombia | 1997-1999 |
529.448
|
3,0
|
4,3
|
5,8
|
24,6
|
Costa Rica | 2000-2002 |
45.557
|
1,6
|
3,7
|
3,8
|
2,6
|
Cuba | 1999-2001 |
235.357
|
0,7
|
7,0
|
7,2
|
2,1
|
Dominica | 1992-1994 |
1.657
|
12,4
|
7,6
|
7,6
|
-
|
Ecuador | 1998-2000 |
166.698
|
13,3
|
4,5
|
6,0
|
25,3
|
El Salvador | 1997-1999 |
87.146
|
16,4
|
4,8
|
6,0
|
20,2
|
Estados Unidos | 1998-2000 |
7.132.006
|
1,2
|
8,5
|
8,4
|
-
|
Granada | 1994-1996 |
2.162
|
7,4
|
7,8
|
...
|
...
|
Guadalupe | 1997-1999 |
...
|
...
|
6,0
|
6,0
|
1,1
|
Guatemala | 1997-1999 |
202.758
|
9,6
|
6,2
|
7,2
|
13,4
|
Guayana Francesa | 1997-1999 |
...
|
...
|
4,0
|
3,8
|
-
|
Guyana | 1994-1996 |
14.293
|
2,3
|
6,4
|
8,2
|
21,8
|
Haití | 1997, 1999 |
13.250
|
44,7
|
0,8
|
10,6
|
92,1
|
Islas Caimán | 1998-2000 |
382
|
1,8
|
3,4
|
...
|
...
|
Islas Turcas y Caícos | 1998-2000 |
156
|
6,5
|
3,1
|
...
|
...
|
Islas Vírgenes (EUA) | 1998-2000 |
1.915
|
1,1
|
5,3
|
5,2
|
-
|
Islas Vírgenes (RU) | 1996-1998 |
...
|
...
|
4,5
|
...
|
...
|
Jamaica | 1989-1991 |
35.543
|
12,9
|
5,0
|
6,4
|
21,9
|
Martinica | 1997-1999 |
...
|
...
|
6,5
|
6,5
|
-
|
México | 1999-2001 |
1.322.621
|
2,1
|
4,5
|
5,2
|
13,7
|
Montserrat | 1992-1994 |
311
|
1,9
|
10,1
|
...
|
...
|
Nicaragua | 1998-2000 |
42.127
|
3,7
|
2,8
|
5,7
|
49,9
|
Panamá | 1998-2000 |
35.701
|
9,3
|
4,2
|
5,1
|
16,9
|
Paraguay | 1998-2000 |
54.202
|
19,4
|
3,4
|
5,4
|
37,0
|
Perú | 1998-2000 |
262.401
|
15,8
|
3,5
|
6,4
|
46,2
|
Puerto Rico | 1998-2000 |
87.193
|
0,7
|
7,5
|
7,9
|
5,1
|
República Dominicana | 1996-1998 |
76.230
|
10,6
|
3,2
|
5,0
|
36,3
|
Saint Kitts y Nevis | 1994-1996 |
1.864
|
5,8
|
14,8
|
...
|
...
|
San Vicente | 1997-1999 |
2.407
|
1,7
|
7,2
|
5,9
|
-
|
Santa Lucía | 1993-1995 |
2.869
|
8,0
|
6,9
|
6,2
|
-
|
Suriname | 1990-1992 |
6.171
|
14,1
|
5,1
|
6,2
|
17,8
|
Trinidad y Tabago | 1994, 95, 98 |
27.942
|
2,1
|
7,4
|
5,9
|
-
|
Uruguay | 1998-2000 |
94.803
|
7,5
|
9,5
|
9,5
|
-
|
Venezuela | 1998-2000 |
311.536
|
1,4
|
4,4
|
4,4
|
-
|
... : no datos disponibles - : magnitud 0 |
Efecto del cambio de revisiones de la CIE en los datos de mortalidad
A partir de 1996, la introducción de la Décima Revisión
de la CIE en las Américas marcó los cambios más radicales
en la clasificación desde que se introdujo la Sexta Revisión en
1949 y refleja un cambio conceptual en la estructura y el contenido de las revisiones
anteriores. Aunque cada revisión ha producido algunas dificultades en
la comparabilidad de las estadísticas de causas de defunción,
el cambio de la Novena Revisión, en uso desde 1979, a la Décima
Revisión, ha tenido muchas consecuencias en la codificación de
la mortalidad. La CIE-10 es considerablemente más detallada que la CIE-9
(tiene casi el doble de códigos), incluyendo, además, cambios
en los términos de inclusión y en los títulos de una categoría,
una sección o un capítulo a otro; nuevos títulos de las
causas de defunción y códigos y secciones de causas de defunción
correspondientes; reagrupamientos de enfermedades; y cambios en las reglas de
codificación para seleccionar la causa básica de defunción.
Estas modificaciones en conjunto ocasionan varias discontinuidades en la comparabilidad
de las estadísticas de las causas de defunción con el transcurso
del tiempo o en series históricas. Estas discontinuidades se evalúan
mejor a nivel nacional a partir del análisis de los resultados de estudios
de codificación doble (o codificación puente) en los datos nacionales
y, observando las razones de comparabilidad.
Las razones de comparabilidad se obtienen de la clasificación
doble de la causa básica de defunción en los registros de mortalidad
para un año determinado, clasificado según la revisión
nueva y la revisión anterior. Se obtienen dividiendo el número
de defunciones por determinada causa clasificada según la revisión
nueva por el número de defunciones por la causa más comparable
clasificada en la revisión anterior. Una razón de 1,0 indica que
el mismo número de defunciones se clasificó en una causa particular
o combinación de causas, al margen de la revisión empleada. No
significa forzosamente que los cambios en la clasificación y los procedimientos
de codificación no hayan influido en la causa, sino que no hubo ningún
cambio neto. Una razón mayor de 1,0 indica que se asignaron más
defunciones a una causa de la CIE-10 que a la causa equivalente de la CIE-9,
y una razón menor de 1,0 indica que se asignaron menos defunciones a
una causa de la CIE-10 que a la causa equivalente de la CIE-9.
Carácter integral de los datos
En muchos países de las Américas, la cobertura del sistema
del registro civil es incompleta y, en algunos países, hay que precisar
más la población cubierta por los datos de mortalidad disponibles.
Se sabe que el carácter integral del registro en los países varía
según la zona geográfica y el grupo de edad. El registro de los
eventos vitales es menos completo en las zonas rurales que en las urbanas y,
en general, es peor en las zonas en las que se vive en condiciones de vida pobre.
El cuadro 1 muestra también el subregistro de defunciones estimado para
los países de las Américas alrededor de 2000. Las estimaciones
se basan en una comparación de las tasas crudas de mortalidad obtenidas
mediante la mortalidad registrada, como se notificaron a la OPS durante el período
de tres años citado y, las tasas de mortalidad estimadas empleando las
tasas de mortalidad centrales de la tabla de vida abreviada (véase la
sección sobre la estimación de las tasas de mortalidad por causa,
edad y sexo), cuando estuvieron disponibles, o las tasas de mortalidad estimadas
por la División de Población de las Naciones Unidas.(3)
Las diferencias entre los países en el período empleado
para estimar las tasas de mortalidad registrada reflejan las diferencias en
la disponibilidad de los datos de los países en el momento de preparar
el cuadro. No se cuenta con datos de mortalidad registrada para Bolivia, Honduras
y Antillas Neerlandesas a nivel nacional y, sólo de años recientes
y cobertura limitada para Haití. Las cifras que figuran en el cuadro
1 son un indicio de la magnitud del problema del subregistro en los países.
Las características y razones fundamentales del subregistro de defunciones
varían enormemente de un país a otro y también dentro de
cada país. Como puede verse en el cuadro, el registro es completo o casi
completo en Anguila, Antigua y Barbuda, Argentina, Barbados, Belice, Canadá,
Chile, Costa Rica, Cuba, Dominica, Estados Unidos, Islas Vírgenes (EUA),
Guadalupe, Martinica, San Vicente y las Granadinas, Santa Lucía, Trinidad
y Tabago, Uruguay y Venezuela. En estos países, la tasa registrada durante
el período mostrado es idéntica a la tasa estimada y, a veces
más alta, para el quinquenio que abarca el período. El subregistro
es bajo en Puerto Rico (5,1%), e intermedio en Brasil, Guatemala, México,
Panamá y Surinam, cuyos registros están incompletos en 13% a 19%;
estos últimos países parecen estar a punto de lograr el registro
satisfactorio de las defunciones. Otros 11 países siguen teniendo graves
problemas de subregistro, que se estima entre 20% y 92%. El nivel de subregistro
en siete países es desconocido Bermuda, Islas Caimán, Granada,
Montserrat, Saint Kitts y Nevis, Islas Turcas y Caicos e Islas Vírgenes
(RU). No se cuenta con datos de fuentes del registro civil de Bolivia, Honduras
y Antillas Neerlandesas en año recientes. El subregistro es mayor para
las defunciones de menores de 1 año que para las defunciones en grupos
de edad mayores. Es posible que los recién nacidos que viven sólo
unas pocas horas o días no se registren ni como nacidos vivos ni como
defunciones de recién nacidos. La edad informada tiende a aumentarse
a medida que avanza la edad, la edad informada tiende a ser aumentada, lo cual
contribuye a subestimar la mortalidad en algunos grupos de adultos y a estimarla
en exceso en grupos de personas mayores. El agrupamiento de las defunciones
en ciertas edades debido a preferencias de notificación (por ejemplo,
las edades que terminan en 0 ó 5) es otro fenómeno conocido que
afecta a la distribución de defunciones registradas según edad.
Estimación de las tasas de mortalidad por causa, edad
y sexo
En vista de las limitaciones mencionadas sobre la cobertura de los sistemas
de registro civil y de la calidad de los datos de mortalidad indicada
por la proporción de defunciones asignadas a la categoría SSMD,
se requiere un método general más adecuado para estimar las tasas
de mortalidad que permitan manejar mejor estas limitaciones.
La estimación de las tasas de mortalidad el la OPS, se
basan en un procedimiento de estimación descrito en Estadísticas
de salud de las Américas, Edición de 1992.(4) Este procedimiento
fue actualizado para reasignar proporcionalmente las defunciones con edad y
sexo desconocidos y es descrito en el siguiente párrafo, así como
en la Edición del 2003 de esta publicación, que está disponible
en línea en: www1.paho.org.(5)
Supuestos y metodología
El procedimiento usa determinados datos de mortalidad registrada disponibles
en la base de datos de la OPS y tabulados para años seleccionados, causas
de muerte, grupos de edad y sexo, estimaciones de las tasas de mortalidad centrales
(nmx) para los correspondientes grupos de edad y sexo, obtenidas de las tablas
de vida para 20 países latinoamericanos preparadas y publicadas por el
Centro Latinoamericano de Demografía (CELADE) [para los países
de habla inglesa del Caribe, Canadá, Estados Unidos y Puerto Rico, se
emplearon las tasas registradas de la base de datos de la OPS];3 y las estimaciones
anuales de población por grupos de edad y sexo correspondientes. Los
datos registrados de mortalidad se ajustan primero para las defunciones con
edad y sexo desconocidos. El número de defunciones con edad desconocida
se redistribuye entre los grupos de edad conocida multiplicando el número
de defunciones para cada sexo y grupo de edad por un factor de ajuste, fa =
D/Da, donde D es el número total de defunciones y Da es el número
de defunciones informadas por edad. Un factor de ajuste similar se usa para
redistribuir el número de defunciones entre cada grupo de edad con sexo
desconocido.
La estimación de las tasas se basa en los siguientes supuestos
acerca de la distribución por causa de los datos de mortalidad registrados:
a) Todas las defunciones registradas y codificadas en una causa externa en realidad
se debieron a una causa externa y, ninguna de las defunciones registradas codificadas
en otras categorías de causa, incluida la categoría SSMD, se debieron
en realidad a causas externas. Por consiguiente, las defunciones asignadas a
SSMD pueden redistribuirse proporcionalmente entre otras categorías de
causas no externas, por grupos de edad y sexo, asumiendo que las defunciones
de SSMD siguen la misma distribución que la que se observa en las defunciones
registradas por causas definidas no externas.
b) Se obtiene una estimación del total de defunciones que
ocurrieron en un año o período dado, aplicando las tasas de mortalidad
centrales quinquenales, correspondientes para cada grupo de edad y sexo de las
tablas de vida, a las estimaciones de población, y obteniendo el total
de defunciones en cada grupo de edad por sexo. Al restar el número de
defunciones registradas, se obtiene una estimación del número
de defunciones no registradas. Además, se presume que la distribución
de las defunciones no registradas en categorías de causas, por grupo
de edad y sexo, es la misma que la de las defunciones registradas. Como consecuencia,
las defunciones no registradas, incluidas las defunciones no registradas debidas
a causas externas, se redistribuyen entre las categorías de causas correspondientes
por edad y sexo en las mismas proporciones que las defunciones registradas.
Las tasas específicas por edad y sexo estimadas se obtienen
acumulando las defunciones totales estimadas (registradas y no registradas)
en un año o período dado, por categoría de causa, y dividiéndolas
por la sumatoria de las poblaciones estimadas correspondientes. La tasa de mortalidad
infantil se estima empleando como denominador el número estimado de nacidos
vivos, cuando está disponible; en caso contrario, se usa como denominador
la población estimada de menores de 1 año.
El número estimado de defunciones para determinado grupo
de edad-sexo, di, y el total de defunciones estimadas
del país, D, anualmente o para un período dado se definen
en el cuadro 2, así como el número estimado de defunciones no
registradas diU en el io grupo de edad-sexo. La
proporción de las defunciones no registradas por causas externas para
el io grupo de edad-sexo es diex
(cuadro 2) y el total estimado de defunciones por causas externas para el io
grupo de edad-sexo es diex.
El número total estimado de defunciones, dic, para cierta categoría de causas, c, y el grupo de edad-sexo, i, puede estimarse a partir de diex (cuadro 2). La segunda expresión en la ecuación refleja la redistribución proporcional de las defunciones registradas asignadas a SSMD y defunciones no registradas por causas no externas en el io grupo de edad-sexo que se reasignarán a la categoría c de causa. Al acumular las defunciones estimadas en cada grupo de causas por edad-sexo puede determinarse el número total estimado de defunciones.
Cuadro 2: fórmulas para el calculo
|
di = mi * pi |
Algunas limitaciones
En algunos casos, el número de defunciones registradas para un año
determinado o de un período de tiempo fue mayor que la estimación
obtenida a partir de las tablas de vida de CELADE. Esto indica que la tasa de
mortalidad central estimada de las tablas de vida para el país en dicho
período de tiempo determinado no refleja adecuadamente los patrones de
mortalidad por edad observada. En esos casos y en los países en los cuales
no se cuenta con las estimaciones de la tabla de vida, se emplean los datos
registrados de mortalidad, ajustados por edad y sexo desconocidos, para estimar
las tasas. En efecto, esto supone que no hay subregistro en ese año o
período.
Como la OPS utiliza los datos de CELADE como fuente primaria para
las tablas de vida, esta información no está disponible para los
países de habla inglesa del Caribe, Canadá, Puerto Rico y los
Estados Unidos de América. Otras fuentes sobre información de
tablas de vida pueden ser consultadas incluyendo el uso de tablas de vida nacionales
y modelos de tablas de vida y la factibilidad de su uso mediante estudios. La
base de datos internacionales de la Oficina de Censos de los EUA (www.census.gov/ipc/www/idbacc.html)
también tiene esos datos para algunos países del Caribe (Guadalupe,
Martinica, Saint Kitts y Nevis, Santa Lucía y Trinidad y Tabago) pero
sólo para años alrededor de 1980.
La estimación de tasas utilizando esta metodología
depende de disponer de tablas de vida apropiadas que sirvan adecuadamente para
el patrón de mortalidad del país y pueden usarse para evaluar
el nivel de integridad del sistema de registros vitales del país. También
depende de la correcta selección y codificación de las causas
básicas de defunción y de los supuestos sobre la redistribución
de la categoría de causas síntomas, signos y afecciones
mal definidas y del subregistro de defunciones de acuerdo
a la estructura de las causas básicas de muerte registradas. Se asume
que las defunciones registradas contienen pocas codificaciones equivocadas.
Referencias:
(1) Organización Panamericana de la Salud. Clasificación Internacional
de Enfermedades. Manual de la Clasificación Estadística Internacional
de Enfermedades, Traumatismos y Causas de Defunción. Novena Revisión
(1975). (Vols. 1 y 2). Washington, DC, OPS, 1978.
(2) Organización Panamericana de la Salud. Clasificación Estadística
Internacional de Enfermedades y Problemas Relacionados con la Salud. Décima
Revisión. Vols. 1-3. Washington, DC, OPS, 1995.
(3) CELADE. América Latina: Tablas de mortalidad 1950-2025. Boletín
Demográfico (Santiago), 2001(enero); 67.
(4) Organización Panamericana de la Salud. Estadísticas de Salud
de las Américas, Edición 1992. Washington, D.C.:OPS, 1992 (Publicación
Científica 542).
(5) Organización Panamericana de la Salud. Estadísticas de Salud
de las Américas, Edición 2003. (Publicación Científica
591). [Página web] Disponible en: http://www1.paho.org/spanish/am/pub/PC_591.htm.
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Boletín Epidemiológico,
Vol. 24 No. 4, diciembre 2003