Patrón y nivel de la sobrevivencia fetal en Cuba:1998-2002

donde l x y d x representan respectivamente, los sobrevivientes a una edad exacta x y lasdefunciones ocurridas entre las edades x y x+1. La sumatoria se extiende desde una edadexacta x, hasta u, última edad, a partir de la cual no existen personas vivas.Si se denota porBBt a los nacidos vivos ocurridos entre las duraciones de embarazo t y t+1, y porD t a las defunciones fetales ocurridas entre las duraciones de embarazo t y t+1,Entonces, los embarazos al inicio de la semana t, E t , vienen dados porE t = E t+1 + B t + D t .Como puede observarse, aquí los nacidos vivos B t y las defunciones fetales D t son lasexpulsiones ocurridas entre t y t+1 y juegan un papel análogo a las defunciones d x en lafórmula (1) anterior.Luego de reconstruidas las cohortes de embarazos, es posible aplicar toda la teoríaestándar sobre tablas de vida, incluido los procedimientos Kaplan-Meier, los de riesgoscompetitivos, riesgos proporcionales y la teoría sobre tiempo de falla (Chiang, 1980 (32) ,Kalbfleisch, 1980) (33) .Para la estimación de los coeficientes de expulsión de ambos eventos basta con aplicar lasiguiente fórmula:λtφ = ,Etdonde por λ t se denotan ambos tipos de salidas (nacido vivo y defunción fetal). Luego seestima la función de permanencia con un proceso iterativo, que es usual en laconstrucción de tablas de mortalidad poblacionales (Ortega, 1987) (34) .Como los eventos nacido vivo y defunción fetal son antagónicos, sus correspondientesriesgos están en competencia, por lo que corresponde realizar las estimaciones desde laperspectiva de la Teoría de Riesgos Competitivos (Chiang, 1980) (35) .22