Suavizamiento controlado por segmentos

En el análisis empírico, aquí se utiliza el método de ^{Guerrero y Silva (2015)}, que es un procedimiento de graduación de datos no paramétrico flexible y que puede clasificarse dentro de los métodos exploratorios, porque busca simplificar el análisis de los datos, una vez que se han eliminado algunas fluctuaciones indeseables. Este método se enfoca en la idea de que es posible cuantificar la suavidad en la tendencia, tanto globalmente en toda la serie, como localmente para sus diferentes segmentos. Se controla la cantidad de suavidad en la tendencia para poder establecer comparaciones válidas entre tendencias para diferentes conjuntos de datos, así como para diferentes segmentos de la misma serie. La suavidad en la tendencia se mide usando un índice de suavidad que relaciona el parámetro de suavizamiento involucrado, con un porcentaje deseado de suavidad de la tendencia. El valor del parámetro de suavizamiento se obtiene calibrando una ecuación que involucra el porcentaje deseado de suavidad y la longitud de la serie (ver anexo).

En este trabajo, el conjunto de las tasas específicas de mortalidad en orden creciente de edad se considera que es una serie de tiempo y, por lo tanto, estimar la tendencia de dicha serie equivale a graduar dichas tasas, y a cuyo resultado se hará referencia indistintamente en lo subsecuente como tendencias de mortalidad o simplemente tendencias. La estimación de la tendencia de mortalidad se realiza con suavidad controlada, para establecer comparaciones válidas entre ellas en diferentes rangos de edad o con distintos tamaños de muestra, como en ^{Guerrero (2007)}, ^{Guerrero y Silva (2015)}, y ^{Guerrero et al. (2017)}. Este método considera el suavizamiento como un procedimiento para reducir las fluctuaciones que podrían distorsionar la tendencia de los datos observados. Con las tendencias estimadas se hacen los respectivos cálculos de las esperanzas de vida temporales.

Por otra parte, vale la pena destacar que para definir los parámetros y aplicar el método de suavizamiento, se tomó como referencia aquellos que proporcionaran estimaciones convincentes, es decir, los que proveyeran las mejores aproximaciones de las tasas específicas de mortalidad publicadas para quinquenios anteriores por parte del Consejo Nacional de Población (CONAPO). Asimismo, se propusieron distintos puntos de corte y parámetros de suavizamiento, teniendo en mente una suavidad de S = 75 por ciento, tal y como se sugiere en ^{Guerrero y Silva (2015)}. El valor de tales parámetros se muestra en la sección de resultados.

Exceso de mortalidad por medio de esperanzas de vida temporales

Existen distintas alternativas para medir el exceso de mortalidad. La más directa de ellas es por medio de comparar el total de defunciones esperadas contra el de observadas para un periodo determinado, que en general dura un año. Otra posibilidad es a través de calcular tasas estandarizadas de mortalidad para el año en cuestión. Esto para superar los eventuales cambios en la estructura demográfica que se pudieran experimentar y compararlas contra la(s) correspondiente(s) del(os) año(s) previo(s). También es factible realizarlo si se comparan las respectivas esperanzas de vida, teniendo en cuenta la experiencia de mortalidad observada previamente y la actual, o bien la esperanza de vida calculada de acuerdo con las previsiones oficiales proporcionadas por ministerios u oficinas de población, contra la observada en el año objeto de estudio. La infección por Covid-19 ha afectado de manera diferente a los grupos etarios, tanto directa como indirectamente, y al graduar tasas específicas de mortalidad se observan de forma general tres patrones de comportamiento: una disminución en los años de infancia; una joroba que se interpreta como un periodo de exceso de mortalidad en un rango de edad clasificada como de jóvenes adultos, y un comportamiento constante a partir del tercer patrón. Se considera entonces oportuno dimensionar el impacto del exceso de mortalidad tomando en cuenta la segmentación de los datos, por lo que resulta apropiado emplear el concepto de esperanza de vida temporal.

En síntesis, la mortalidad implícita en las tendencias estimadas por segmentos de edad, en otros términos, en las curvas de mortalidad, puede ser medida a través del indicador de esperanza de vida temporal (^{Arriaga, 1984}), entre las edades x y x+i, que se denota por medio de _i e _x y que está dado por

Donde T _x es el total de años por vivir para la totalidad de la cohorte y l _x son los sobrevivientes ambos a edad x. De esta forma, la esperanza de vida temporal se interpreta como el número promedio de años que un grupo de personas vivas a la edad exacta x vivirá desde la edad x hasta la edad x+i años. Sin embargo, como nuestro objetivo estudia el cambio de ritmo de la mortalidad durante un periodo de tiempo, adicionalmente a emplear el cambio absoluto de la esperanza de vida temporal, usaremos una medida de cambio relativo, en otras palabras, el cambio observado en la esperanza de vida temporal en relación con el máximo cambio posible, esto es

Mientras que, para calcular la variación anual del índice, se usará

El concepto de cambio relativo en la esperanza de vida temporal se refiere al aumento de años de esperanza de vida entre dos edades, como proporción del aumento máximo posible (^{Arriaga, 1984}).

En nuestro análisis, primero transformamos las log(q _x ), por medio de exp{log(q _x )}, de estas se obtienen las m _x como mx=2qx2-qx, que representan el insumo que se requiere para estimar tablas de mortalidad (Tablas de vida) por medio de la librería de R llamada LifeTables y su función lt.mx. A partir de dichas tablas de mortalidad, se extraen esperanzas de vida al nacer y temporales, e ₀ y _i e _x, respectivamente. Cabe mencionar que N ₁ y N ₂ son los puntos identificados de manera exógena para establecer los segmentos de edad que se afectaron de manera diferenciada por el Covid-19, que una vez estimadas las respectivas tendencias, son los parámetros requeridos para estimar la esperanza de vida temporal objeto del estudio. A saber, las esperanzas de vida temporal que se calculan son entre el nacimiento y los diez años (₀ e ₁₀); entre los 11 y los 40 años (₁₁ e ₄₀), y entre los 41 y los 80 años (₄₁ e ₈₀). Estas estimaciones se realizaron a nivel nacional y para los 32 estados del país, desagregando por género en los años 1990, 1995, 2000, 2005, 2010, 2015 y 2020. De este modo, se tiene un total de 462 estimaciones por medio del método propuesto. Todos los cálculos se realizaron en el software R, versión 4.1.0.

Al comparar las estimaciones del indicador _i e _x, por entidades federativas y a través del tiempo, se pueden cuantificar los años que se han perdido en cada grupo etario considerado en el análisis. Es conveniente recordar que se toman en cuenta todas las causas de muerte que afectan a la población. Es claro que el comportamiento ideal de _i e _x es que crezca a través del tiempo o que al menos se mantenga con un ritmo de crecimiento lento, pero mayor que cero.

Estimación del exceso de mortalidad a través de defunciones

Desde este enfoque, se describe el comportamiento de las defunciones de 1998 a 2019, se discute el nivel pronosticado y estimado para 2020. Se aclara que para el año 2020, la Secretaría de Salud (SS) ha proporcionado información de la mortalidad por todas las causas. Sin embargo, la información de la SS discrepa de la presentada por el Instituto Nacional de Estadística y Geografía (^{INEGI, 2021}), especialmente en el periodo enero-agosto de 2020. Haciendo cálculos aritméticos, el INEGI reporta 36.8 por ciento más defunciones que la SS. Se podría aducir que la información del INEGI incluye además defunciones no captadas por la SS y acaecidas, por ejemplo: en casas habitación, lugares de trabajo, vía pública y transportes diversos. De momento, no se ha publicado la estadística vital detallada para 2020, lo que se espera que ocurra en el transcurso de 2021.

Para guardar coherencia en las cifras aquí empleadas, se ajustan las muertes por todas las causas con la estructura de la SS y el nivel aceptado por SS-INEGI de la siguiente manera:

1.- Se toma la estructura por edad y sexo, a nivel nacional y estatal, de las muertes por todas las causas que están registradas en la SS para el año 2020. Debe notarse que en esta fuente de información no se especifica la causa de la defunción.

2.- De dicha estructura se obtienen las respectivas proporciones por edad y sexo para el contexto nacional, así como para cada estado. Para ello, se descartan las defunciones en las que no se especifica la edad, el sexo o la entidad de ocurrencia.

3.- Por otra parte, se extraen tanto a nivel nacional como estatal las defunciones totales por todas las causas, según las estimaciones realizadas por ^{Mejía et al. (2021)}. Hay que hacer hincapié que los autores concluyen que para todo el país el total de defunciones es de 1,050, 383 en 2020; se reitera que son muertes por todas las causas.

4.- Se distribuyen los niveles anteriores de defunciones de manera proporcional a nivel nacional, por entidad y en el tiempo, por edad y sexo, con base en las proporciones del paso 2. De esta manera, en breve se toma la estructura de muertes de la SS con la intensidad estimada y referida en el paso anterior.

Finalmente, se reconoce que existen algunas limitaciones, dada la estructura de muertes reportada por SS. En primer lugar, la afiliación a la salud de la población es diversa. En el país, hay 73.47 por ciento, pero en las entidades existen diferencias considerables; por ejemplo: la máxima cobertura es de 84.35 por ciento en Chihuahua, en tanto que la mínima es de 62.22 por ciento en Michoacán (^{INEGI, 2021}). Esto sugiere que la captación de las defunciones por la SS obedece a la infraestructura disponible y no tanto a la dinámica de las defunciones en un año de pandemia. Cabe mencionar que la información de la SS no permite distinguir si la defunción es o no atribuible a Covid-19, sino que son las defunciones por todas las causas.

Para cuantificar el exceso de mortalidad en términos absolutos, se construye la serie de tiempo mensual de defunciones ocurridas y registradas por todas las causas de 1990 a 2019 con datos del INEGI (1990-2019). Al observar la gráfica de la Figura 1 se pueden identificar claramente los elementos de tendencia creciente, como es de esperarse en un país con crecimiento demográfico y un patrón estacional que se acentúa en el periodo invernal con una varianza creciente en los últimos diez años.

Fuente: elaboración propia.

Figura 1 Defunciones en México, 1990-2019, su pronóstico y estimaciones para 2020 

A partir de la serie de tiempo de mortalidad, se realizan pronósticos mensuales para el año 2020 por medio de un modelo de Holt-Winters multiplicativo (con α (level) = γ (trend) = δ (seasonal) = 0.2), que es el que proporciona mejores estadísticos de precisión (MAPE = 3 y MAD = 1,168), donde MAPE se refiere al error porcentual medio absoluto y MAD a la desviación media absoluta. El pronóstico preveía seguir con el patrón estacional observado en la serie; sin embargo, las estimaciones rebasan por mucho el intervalo de predicción a 95 por ciento.

Con los efectos adversos de la pandemia, se rompe por completo la estacionalidad de manera notable y a partir de marzo de 2020 se aprecian las magnitudes preliminares de las defunciones excedentes, en poco más de 270 mil defunciones.

Estimación del exceso de mortalidad a través de esperanzas de vida temporales

A continuación, se muestra la utilidad del uso de la herramienta de suavizamiento por segmentos aplicada a la serie de las log-tasas específicas de mortalidad log(q _x ). Los datos que se emplean corresponden a hombres y mujeres en México para edades que cubren el rango de 0 a 85 o más años cumplidos, con experiencias referidas a los años 1990, 1995, 2000, 2005, 2010, 2015 y 2020. Las poblaciones corresponden a los contingentes de censos y conteos de población y vivienda de los años respectivos (^{INEGI, 1990}, ¹⁹⁹⁵, ²⁰⁰⁰, ²⁰⁰⁵, ²⁰¹⁰, ²⁰¹⁵ y ²⁰²⁰). Se eligieron los citados años, dado que es justo cuando se tiene el registro poblacional más reciente y observado a través de dichos instrumentos en México.

Se debe recordar que el objetivo primordial de este trabajo se centra en el estudio por segmentos de la mortalidad, con especial énfasis en el de adultos mayores de 41 años, que es el grupo de la población que como se verá, es el mayormente afectado por el exceso de mortalidad. La segmentación se realiza fijando primero los valores de los puntos de corte en la escala de edad, en N ₁ = 11 y N ₂ = 41, es decir, en 10 y 40 años de edades alcanzadas. Con estos valores se realizó la estimación de la tendencia suavizada para hombres y mujeres, y se obtuvieron los resultados a nivel nacional mostrados en las Figuras 2 y 3. En estas figuras se aprecia que, al calibrar distintos niveles de suavidad, uno para cada segmento, se tiene una mejor graduación para cada uno de los segmentos.

Fuente: elaboración propia.

Figura 2 Defunciones en México, 1990-2019, su pronóstico y estimaciones para 2020 

De hecho, la suavidad global se mantuvo en 75 por ciento de acuerdo con la sugerencia de ^{Silva et al. (2022)}, en la que se fija este porcentaje para no perder de vista la interpretación demográfica de los resultados del suavizamiento. Mientras que en el primer segmento se empleó el índice de suavidad S ₁ = 65 por ciento, en el segundo de S ₂ = 75 por ciento, y en el tercero S ₃ = 78.3 por ciento, cuyas correspondientes constantes de suavizamiento resultaron ser (₁ = 2.4, (₂ = 4.9, y (₃ = 10.3, con estos valores se obtuvo que la varianza del error de la tendencia estimada fue σ^02=0.0911.

Asimismo, se realizó la estimación de la tendencia de mortalidad para los seis quinquenios anteriores (1990, 1995, 2000, 2005, 2010, 2015), cuyos resultados se presentan en las Figuras 2 y 3.

Fuente: elaboración propia.

Figura 3 Defunciones en México, 1990-2019, su pronóstico y estimaciones para 2020 

Las graduaciones logradas con la misma suavidad de 75 por ciento para la tendencia global, de la misma manera que para el segmento intermedio, se aprecian muy cercanas a los datos estimados por CONAPO. También debe quedar de manifiesto que, a través de la técnica propuesta, se pueden estimar intervalos de la propia curva (en este caso se presentan los de dos desviaciones estándar). Adicionalmente, se puede analizar el patrón de la mortalidad a través del tiempo, que se aprecia mayor en el año 2020, como resultado de la pandemia de Covid-19, que en los otros años considerados. En realidad, de acuerdo con ^{Silva (2021)}, a nivel nacional, el incremento en mortalidad puede medirse en términos de las esperanzas de vida al nacer: 69.89 años en 2020, 71.85 en 2015, 71.64 en 2010, 72.62 en 2005, 72.04 en 2000, 69.50 en 1995 y 67.97 en 1990. Si se desagrega por sexo, la esperanza de vida al nacer es de 66.88 y 73.66 años en 2020 para hombres y mujeres, respectivamente; 70.62 y 75.43 en 2015; 70.57 y 75.66 en 2010; 71.61 y 75.71 en 2005; 71.42 y 75.51 en 2000; 69.64 y 73.85 en 1995; 68.51 y 72.96 en 1990. Esto muestra evidencia de que el año con mayor mortalidad, 2020, produce menor expectativa de vida al nacer que en los quinquenios previos, particularmente en la población de hombres en que se vislumbra que la expectativa de vida es incluso menor que la de 1995.

Otra manera de medir el efecto de mayor mortalidad causada por el Covid-19 es considerar su impacto por grupo etario; para esto, calculamos la esperanza de vida temporal. Los resultados a nivel nacional y por entidad federativa para hombres y mujeres se presentan en las Tablas 1 a 6 (ordenados de manera decreciente en función de los resultados para el año 2020). En la Tabla 1, se muestra que la esperanza de vida temporal, en hombres entre 41 y 80 años, a nivel nacional fue de 30.45, 30.59, 31.27, 31.22, 30.72, 30.61 y 27.71 para los años estudiados. Es evidente que el máximo se alcanzó en 2000 y el mínimo en 2020. Es además notorio que, en 2020, el indicador es menor incluso que el de 1990 y que la diferencia en términos absolutos entre el máximo y el mínimo es de -3.56 años con un decremento relativo anual de -0.53 por ciento.

En la misma Tabla 1 se observa que la esperanza de vida temporal masculina mostró una caída después de 2000 en casi todas las entidades del país. Se aprecia que, en 30 de los 32 estados del país, la esperanza de vida temporal en los siete quinquenios analizados disminuyó hasta alcanzar su mínimo en 2020. Asimismo, se observó que, en 2020, el número de estados con esperanza de vida temporal por debajo de la media nacional en 2000 se incrementó de 17 a 32 estados. También, 27 de los 32 estados muestran una disminución en valor absoluto de 2 o más años de esperanza de vida temporal con respecto a su nivel máximo mostrado en el periodo de análisis (Figura 4); mientras que, en términos del índice de cambio relativo, se observa que el número de estados con un incremento de más de medio punto porcentual en su esperanza de vida temporal fue de 12 (Figura 5).

Fuente: elaboración propia.

Figura 4 Defunciones en México, 1990-2019, su pronóstico y estimaciones para 2020 

Fuente: elaboración propia.

Figura 5 Defunciones en México, 1990-2019, su pronóstico y estimaciones para 2020 

La Tabla 1 muestra que Ciudad de México, Baja California, Puebla, Tlaxcala, Chihuahua, Sonora, Coahuila, Estado de México, Quintana Roo, Morelos y Tabasco fueron, en ese orden, los estados con mayor disminución en la esperanza de vida temporal (por debajo de la media nacional de 27.71 años en 2020). El cambio absoluto entre 2020 y el año en el que alcanzaron su máximo de esperanza de vida temporal fue de -7.10, -5.51, -5.76, -4.86, -4.17, -4.13, -3.94, -3.74, -3.61, -4.03 y -3.82 años en el mismo orden y su índice de cambio relativo anual fue de -1.02, -0.79, -0.89, -0.76, -0.60, -0.60, -0.58, -0.54, -0.52, -0.62, -0.57 por ciento (Figuras 4 y 5, respectivamente)

En la última columna de la Tabla 1, se observa que, en la Ciudad de México, Baja California, Chihuahua, Sonora, Coahuila, Estado de México, Quintana Roo, Nuevo León, Colima, Baja California Sur, y Michoacán, en 2015 presentaron cifras de esperanza de vida temporal por arriba de la media nacional; asimismo se observó un decremento relativo anual de -14.22, -12.19, -9.16, -8.58, -7.97, -8.94, -7.47, -6.34, -7.20, -5.09 y -3.21 por ciento en 2020. Por otra parte, se debe destacar que Nayarit es el único estado que presenta en 2020, un incremento relativo anual en la esperanza de vida temporal de 0.73 por ciento con respecto a 2015.

Para el caso de las mujeres entre 41 y 80 años, la Tabla 2 muestra que la esperanza de vida temporal a nivel nacional fue de 32.26, 32.35, 33.23, 33.24, 33.19, 32.99 y 31.59 para los años estudiados. Se observa que el máximo se alcanzó en el 2005 y el mínimo en 2020. Igual que en el caso de los hombres, en 2020 el indicador es menor incluso que el de 1990 y que la diferencia en términos absolutos entre el máximo y el mínimo es de -1.64 años con un decremento relativo anual de -0.28 por ciento.

La Tabla 2 también muestra que la esperanza de vida temporal de las mujeres mostró una caída después de 2000 en solo ocho estados del país. Se aprecia que, en 23 de los 32 estados del país, la esperanza de vida temporal en los siete quinquenios analizados disminuyó hasta alcanzar su mínimo en 2020.

Asimismo, se observó que, en 2020 el número de estados con esperanza de vida temporal por debajo de la media nacional en 2005 se incrementó de 11 a 30 estados. También 10 de los 30 estados muestran una disminución en valor absoluto de dos o más años de esperanza de vida temporal con respecto a su nivel máximo mostrado en el periodo de análisis (Figura 6); mientras que, en términos del índice de cambio relativo, se observa que el número de estados con un incremento de más de medio punto porcentual fue de cinco (Figura 7).

Fuente: elaboración propia.

Figura 6 Cambio absoluto en la Esperanza de Vida Temporal, entre 2020 y el año en que alcanzaron su máximo. Mujeres entre 41 y 80 años 

Fuente: elaboración propia.

Figura 7 Índice de Cambio Relativo en la Esperanza de Vida Temporal, entre 2020 y el año en que alcanzaron su máximo. Mujeres entre 41 y 80 años 

La Tabla 2 muestra que Ciudad de México, Puebla, Coahuila, Baja California, Tabasco, Chihuahua, Sonora, Campeche, Quintana Roo, Tlaxcala, Guanajuato, Nuevo León y Estado de México fueron, en ese orden, los estados con mayor disminución en la esperanza de vida temporal (en diez de los estados mencionados, por debajo de la media nacional de 31.59 años en 2020). El cambio absoluto entre 2020 y el año en el que alcanzaron su máximo de esperanza de vida temporal fue de -3.46, -2.95, -2.98, -2.97, -2.91, -2.68, -2.36, -1.81 , -2.01, -2.24, -2.07, -1.70 y -1.62 años en el mismo orden y su índice de cambio relativo anual fue de -0.61, -0.51, -0.52, -0.53, -0.52, -0.48, -0.41, -0.30, -0.35, -0.41, -0.39, -0.30, -0.22 por ciento (Figuras 6 y 7, respectivamente).

En la última columna de la Tabla 2, se observa que en estados como Ciudad de México, Coahuila, Baja California, Chihuahua, Sonora, Quintana Roo, Tamaulipas, Guanajuato, Nuevo León, Zacatecas, Durango, Baja California Sur, Aguascalientes, Querétaro, Jalisco y Sinaloa, que en 2015 presentaron cifras de esperanza de vida temporal por arriba de la media nacional, se observó un decremento relativo anual de -9.7, -8.66, -8.88, -8.04, -6.82, -5.34, -4.83, -4.65, -5.18, -4.01, -3.57, -3.8, -3.06, -2.85, -2.40 y -0.66 por ciento en 2020. Por otra parte, se debe destacar que Guerrero, Oaxaca y Nayarit son los únicos estados que presentan en 2020, un incremento relativo anual en la esperanza de vida temporal con respecto a su nivel de 2015 de 2.09, 2.3 y 2.02 por ciento.

De los 15 estados que presentan la mayor disminución de esperanza de vida temporal en 2020 con respecto al año en el que alcanzaron su máximo, considerando hombres y mujeres, cinco se localizan en el norte y noroeste del país (Baja California, Chihuahua, Sonora, Nuevo León y Coahuila); tres en el centro sur (Ciudad de México, Estado de México y Morelos); tres en el sureste (Campeche, Quintana Roo y Tabasco); dos en el este del país (Puebla y Tlaxcala); uno en el centro (Guanajuato), y uno en el oeste (Colima) (Figuras 4 y 6).

La pérdida en la esperanza de vida temporal en los 15 estados se puede explicar parcialmente por los siguientes argumentos. De acuerdo con la ^{ENSANUT (2018)}, en la población de hombres y mujeres entre 41 y 80 años, los 15 estados presentan al menos un factor de riesgo alto para enfermos infectados con Covid-19, por ejemplo: obesidad, diabetes o hipertensión. Baja California ocupa el primer lugar en obesidad en hombres (30.3 por ciento) y en mujeres (43.8 por ciento); noveno en hipertensión en hombres (26.4 por ciento) y cuarto en mujeres (38.7 por ciento); Sonora es primero en hipertensión en hombres (33.5 por ciento) y sexto en mujeres (38.4 por ciento); cuarto en obesidad en hombres (25.6 por ciento) y tercero en mujeres (38.5 por ciento); noveno en diabetes en mujeres (21.4 por ciento); Chihuahua es tercero en hipertensión en hombres (30.1 por ciento) y séptimo en mujeres (38.1 por ciento); segundo en obesidad en mujeres (40.5 por ciento); Coahuila es cuarto en hipertensión en hombres (29.6 por ciento) y noveno en mujeres (36.5 por ciento); sexto en diabetes en hombres (17.6 por ciento) y octavo en mujeres (36.5 por ciento); Nuevo León es quinto en diabetes en hombres (18.6 por ciento) y séptimo en mujeres (21.8 por ciento); octavo en hipertensión en hombres (26.6 por ciento) y décimo-sexto en mujeres (32.5 por ciento); décimo segundo en obesidad en hombres. Además, los cinco estados del norte comparten frontera con Estados Unidos y, a pesar de que, en marzo de 2020, México y Estados Unidos acordaron restringir el flujo de personas a viajes esenciales únicamente, las restricciones para los ciudadanos estadounidenses que ingresaban a México se aplicaron de manera laxa, contribuyendo así a un mayor número de contagios.

De los tres estados del centro sur del país, la Ciudad de México ocupa el quinto lugar en obesidad en hombres (23.8 por ciento) y décimo primero en mujeres (35.2 por ciento); sexto en hipertensión en hombres (28 por ciento) y décimo tercero en mujeres (28.8 por ciento); décimo tercero en diabetes en hombres (16.5 por ciento) y quinto en mujeres (22.2 por ciento); Morelos ocupa el primer lugar en diabetes en hombres (21.5 por ciento) y décimo octavo en mujeres (19.3 por ciento); décimo noveno en obesidad en hombres (20.4 por ciento), y vigésimo en hipertensión en hombres (22.2 por ciento); mientras que el Estado de México ocupa el vigésimo primer lugar en diabetes en hombres (15.4 por ciento); décimo noveno en hipertensión en hombres (22.2 por ciento).

La Zona Metropolitana del Valle de México (ZMVM), con una población de casi 22 millones de personas (^{INEGI, 2020}), comprende las 16 alcaldías de la Ciudad de México, 59 municipios del Estado de México y un municipio del estado de Hidalgo. En 2010, según ^{CONEVAL (2014)}, casi 35 por ciento de la población se encontraba en condiciones de pobreza. La pobreza dificulta el acceso a un buen sistema de salud y no permitirse el “lujo” de mantenerse confinado durante la pandemia. La baja educación reduce los conocimientos y las habilidades que permiten a las personas obtener un acceso más rápido a la información y los recursos para promover la salud (^{Link y Phelan, 1995}). La alta densidad poblacional y la pobreza provocan que muchas de las familias vivan en condiciones de hacinamiento, y aumentan la tasa de transmisión de la pandemia dentro de las viviendas. Estos factores podrían explicar el por qué la ZMVM ha contribuido de forma desproporcionada a la mortalidad por Covid-19, acumulando 32.4 por ciento de las muertes confirmadas por Covid-19 en la población de hombres y 28.9 por ciento en la de mujeres, según datos de SS.

En el sureste, Campeche ocupa el tercer lugar en obesidad en hombres (25.6 por ciento) y décimo en mujeres (35.3 por ciento); cuarto en diabetes en hombres (19.6 por ciento) y primero en mujeres (28.7 por ciento); segundo en hipertensión en hombres (32.5 por ciento) y mujeres (39.7 por ciento); Tabasco es séptimo en diabetes en hombres (17.5 por ciento) y segundo en mujeres (23.4 por ciento); décimo segundo en hipertensión en hombres (25.5 por ciento) y tercero en mujeres (39.6 por ciento); décimo octavo en obesidad en hombres (21.3 por ciento); Quintana Roo con bajos niveles de estas comorbilidades, último lugar en diabetes en hombres (11.7 por ciento) y vigésimo cuarto en mujeres (17.1 por ciento); vigésimo octavo en hipertensión en hombres (17.3 por ciento) y penúltimo en mujeres (25.9 por ciento); vigésimo cuarto en obesidad en hombres (17.4 por ciento) y vigésimo en mujeres (30.9 por ciento); además, acumula 1.4 por ciento de las muertes por Covid-19. El porcentaje de muertes podría explicarse por el flujo de turistas a la ciudad de Cancún que en 2020 recibió 100 mil turistas, de los cuales la mayoría procedían de Estados Unidos, porque en México los viajes aéreos no se restringieron.

En el este, Tlaxcala es vigésimo segundo en obesidad en hombres (19.9 por ciento) y noveno en mujeres (35.5 por ciento); es décimo séptimo en diabetes en hombres (15.9 por ciento); Puebla es vigésimo segundo en diabetes en mujeres (17.8 por ciento).

En el oeste, Colima ocupa el octavo lugar en obesidad en hombres (23.3 por ciento) y sexto en mujeres (37.5 por ciento); segundo en diabetes en hombres (20.2 por ciento); décimo primero en hipertensión en hombres (25.6 por ciento); mientras que, en el centro, Guanajuato es séptimo en hipertensión en hombres (27.3 por ciento) y vigésimo en mujeres (29.7 por ciento); vigésimo primero en diabetes en hombres (15.3 por ciento) y décimo noveno en mujeres (18.9 por ciento).

De acuerdo con datos de la SS, entre los 15 estados que presentaron la mayor disminución de esperanza de vida temporal en 2020, se acumulan 54,004 (55.1 por ciento) de las 97,905 muertes de hombres y 36,191 (63.2 por ciento) de las 57,185 muertes de mujeres entre 41 y 80 años, cuya causa fue Covid-19, lo que representa 58.15 por ciento del total de muertes en la población de 41 a 80 años.

Las últimas seis columnas de las Tablas 1 y 2 representan el índice de cambio relativo promedio anual, que según ^{Arriaga (1984)}, se calcula a partir del cambio relativo en la esperanza de vida temporal, que no es otra cosa que el aumento de años de esperanza de vida entre dos edades como proporción del aumento máximo posible. Si se analiza el índice de cambio relativo promedio anual a nivel nacional, se observa que la mortalidad parece haber empeorado a partir del quinquenio de 2000-2005, en el caso de los hombres, y en 2006-2010, en el de las mujeres, sin recuperarse el resto del periodo de análisis. La tendencia en el cambio relativo anual de la esperanza de vida temporal, a nivel nacional y en casi todos los estados, parece sugerir que la afectación del Covid-19 en la esperanza de vida temporal de este grupo etario no será temporal, y que mientras comorbilidades como la obesidad, diabetes e hipertensión que aumentan el riesgo de mortalidad de la infección prevalezcan en la población, la esperanza de vida temporal no se recuperará en el corto plazo. En este sentido, nuestro resultado es consistente con el presentado por ^{OCDE (2019)}.

El segundo patrón de comportamiento que se percibe en la graduación de las tasas de mortalidad se conoce como la joroba y se interpreta como un periodo de exceso de mortalidad en un rango de edades que va desde el inicio de la pubertad y se extiende hasta edades adultas jóvenes, también llamada mortalidad media. Aunque todas las causas de muerte contribuyen, la mortalidad media está fuertemente relacionada con la conducta de riesgo de los hombres jóvenes (^{Camarda et al., 2016}). ^{Silva et al. (2022)}, muestran evidencia de que, a partir de la denominada guerra contra el narcotráfico en México, la esperanza de vida temporal ha retrocedido en este grupo etario y que tal comportamiento puede atribuirse a los homicidios como la causa de fallecimientos predominante dentro de las muertes violentas.

De acuerdo a la información del Secretariado Ejecutivo del Sistema Nacional de Seguridad Pública (SESNSP), de las 35,484 víctimas de asesinatos registrados de enero a diciembre de 2020, 30,795 son hombres, 3,752 son mujeres, y en 937 casos no se pudo determinar el género de las víctimas. En 2020, los asesinatos crecieron en 11 estados del país. Guanajuato, con 4,510 víctimas (13 por ciento del total de asesinatos registrados en el país) es el estado con más asesinatos registrados y además donde hubo un mayor crecimiento, 25 por ciento con respecto a 2019. Baja California ocupa el segundo lugar, con 2,906 homicidios; le siguen el Estado de México, con 2,793; Chihuahua, con 2,686; Jalisco, con 2,621; Michoacán, con 2,433; Sonora, con 1,584; Veracruz, con 1,457; Guerrero, con 1,435 y Zacatecas, con 1,065. El contraste son las entidades donde hubo reducciones importantes como Tlaxcala, cuyos crímenes cayeron 28.1 por ciento; Guerrero, con una caída de 23.5 por ciento, y Aguascalientes con una disminución de 21.5 por ciento.

Por otra parte, con datos preliminares del SESNSP hasta julio del 2020, Colima es el estado con la peor tasa de mortalidad por homicidio, con 51.2 casos por cada 100 mil habitantes. Le siguen Baja California, con 45.1; Chihuahua, con 43.8; Guanajuato, con 43.3; Zacatecas, con 33.5; Michoacán, con 29.5; Sonora, 28.7; Morelos, con 26.6; Quintana Roo, con 23.3; Guerrero, con 23.2, y Jalisco, con 17.9. Todas estas entidades superan el promedio nacional, el cual se ubica hasta julio de 2020, en 16 homicidios por cada 100 mil personas.

La Tabla 3 muestra que, para los hombres, Guanajuato, Zacatecas, Colima, Chihuahua, Puebla, Baja California, Morelos, Sonora, Ciudad de México, Michoacán y San Luis Potosí fueron, en ese orden, los estados con mayor disminución en la esperanza de vida temporal (por debajo de la media nacional de 29.18 años en 2020). El cambio absoluto entre 2020 y el año en el que alcanzaron su máximo de esperanza de vida temporal fue de -0.94, -0.85, -0.66, -0.62, -0.62, -0.60, -0.54, -0.51, -0.34, -0.32, -0.20 años en el mismo orden y su índice de cambio relativo anual fue de -1.81, -1.52, -1.18, -1.04, -1.04, -0.93, -0.87, -0.58, -0.59 por ciento.

Por su parte, la Tabla 4 muestra que, para las mujeres, Puebla, Ciudad de México, Baja California, Chihuahua, Guanajuato, Zacatecas, Colima, Tabasco, Jalisco y Sonora fueron, en ese orden, los estados con mayor disminución en la esperanza de vida temporal (por debajo de la media nacional de 29.71 años en 2020). El cambio absoluto entre 2020 y el año en el que alcanzaron su máximo de esperanza de vida temporal fue de -0.28, -0.22,-0.20, -0.17, -0.16, -0.13, -0.13, -0.10, -0.08, -0.08 años en el mismo orden y su índice de cambio relativo anual fue de -1.19, -1.10, -1.11, -1.03, -0.83, -0.82, -0.57, -0.64, -0.45, -0.39 por ciento.

Los estados más violentos en 2020 fueron los que tuvieron mayor disminución en la esperanza de vida temporal en hombres y mujeres de 10 a 40 años. Nuestros resultados son consistentes con los de ^{Silva et al. (2022)}, ^{González et al. (2012)}, ^{Dávila y Prado (2013)} y ^{Aburto et al. (2016)}, en los que se enfatiza que la disminución de la esperanza de vida puede atribuirse a los homicidios como la causa de fallecimiento predominante dentro de las muertes violentas.

De la misma forma que en ^{Silva et al. (2022)}, se destaca el comportamiento de Baja California Sur, Yucatán y Durango, estados en donde la esperanza de vida temporal en torno a la joroba aumentó en 2020. Si además se considera que solo 7.6 por ciento del total de muertes, cuya causa fue Covid-19 en 2020, ocurre en hombres y mujeres de entre 10 y 40 años, se podría suponer que los homicidios explican, en gran medida, el segundo patrón de comportamiento que se observa en torno a la joroba y que se interpreta como un exceso de mortalidad (Tabla 4).

Finalmente, en la Tabla 5 se aprecia que la esperanza de vida temporal masculina a nivel nacional, entre el nacimiento y los diez años (infantil), fue de 9.71, 9.80, 9.84, 9.87, 9.88, 9.89 y 9.91, respectivamente para los años estudiados. Mientras que en la Tabla 6 es visible que para las mujeres fue de 9.75, 9.83, 9.87, 9.89, 9.90, 9.91 y 9.93. Es claro que, a nivel nacional, el comportamiento de la esperanza de vida temporal entre el nacimiento y los nueve años, a través del tiempo, se mantiene con un ritmo de crecimiento lento, pero mayor que cero, tanto en hombres como en mujeres.

Las últimas seis columnas de las Tablas 5 y 6 representan el índice de cambio relativo promedio anual. Si analizamos el índice de cambio relativo promedio anual a nivel nacional, nos percatamos que la mortalidad parece haber empeorado en la década de 2006-2015 tanto para hombres como para mujeres, mientras que se recupera en el quinquenio 2016-2020. La tendencia en el cambio relativo anual de la esperanza de vida temporal parece describir lo que se ha sugerido sobre la no afectación del Covid-19 en este grupo etario, que será temporal (^{Leal et al. 2020} y ^{Roberton et al. 2020}).

En la Ciudad de México, Baja California, Tabasco y Puebla para los hombres; Ciudad de México, Tabasco, Baja California y Puebla, para las mujeres, que en 2015 presentaron cifras de esperanza de vida temporal por arriba de las registradas en 2020, se advirtió un decremento relativo anual de -16.76, -14.62, -5.22, -2.43 por ciento en el primer caso, y de -18.95, -6.85, -5.28, -1.69 por ciento en el segundo caso. Sin embargo, la tendencia en el cambio relativo anual de la esperanza de vida temporal en estos estados, en todo el intervalo de tiempo analizado, sugiere que la afectación del Covid-19 en este grupo etario será temporal.