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Guía de Muestreo para las Encuestas de Salud Reproductiva con Asistencia Técnica de CDC

 

2. Selección de Muestras

En base al diseño de la muestra descrito en la sección anterior, se puede saber el número de estratos en la muestra, el número de unidades primarias de muestreo a seleccionar en cada estrato y el número de hogares que deben seleccionarse en cada UPM. En la presentación de esta sección, se va a enfocar en cómo los elementos son seleccionados aleatoriamente en cada etapa y en la importancia de documentar las probabilidades de selección en cada etapa.  Es esencial, que los responsables de la selección de la muestra mantengan información sobre las probabilidades de selección en cada etapa del proceso de selección y documenten los procedimientos. Estas probabilidades son requeridas para calcular los pesos de diseño que serán necesarios para el análisis de los datos.
Un principio rector en el proceso de selección, ha sido mantener fuera del control de los equipos de campo que recolectarán los datos, las decisiones sobre cuáles UPM, hogares y mujeres se van a seleccionar. Cada etapa de selección se realiza de forma aleatoria e independiente, de tal manera que se evita la posibilidad de una sustitución de los hogares o las mujeres durante la realización del trabajo de campo.

 

2.1 Selección de las UPM en los estratos

El diseño de la muestra especifica el número de UPM a seleccionar en cada estrato  de la muestra. Vamos a considerar dos situaciones diferentes: la selección directa de una lista general o nacional de sectores censales, y la selección proveniente de una muestra maestra existente o de una muestra utilizada para otra encuesta.

 

2.1.1 Muestreo de una lista de sectores censales

El marco muestral más común utilizado para una RHS es la lista de sectores censales de un censo reciente, que contiene para cada sector censal, los códigos de identificación geográfica, un conteo del número de hogares y la población en el sector. El Cuadro 7, proporciona un ejemplo de los primeros 30 registros de dicha lista. El marco muestral completo del censo  incluiría una enumeración en este mismo formato de todos los sectores censales del país, información que debería estar disponible en formato electrónico. Por lo general, la lista está ordenada por códigos geográficos.

Una vez que el marco muestral se obtiene, el primer paso es dividir el marco en los sectores censales que pertenecen a cada estrato de la muestra que se va a seleccionar. Si el marco está en un formato electrónico, esto se puede hacer sorteando la base según los códigos  geográficos que definen los estratos. El método para seleccionar las UPM dentro de cada estrato se conoce como selección sistemática con probabilidad de selección proporcional al tamaño del sector censal (PPT). Dado que en la segunda etapa de selección, se elegirá los hogares  dentro de cada UPM a seleccionar, es más conveniente utilizar el número de hogares (o viviendas dependiendo de la información disponible) en el sector censal, como la medida de su tamaño. La selección sistemática con PPT del sector, es también el método que se describe en los manuales de muestreo para las encuestas MICS y DHS.

Haga click aquí para ver el Cuadro 7 en MS Excel

Para cada estrato de la muestra deberán repetirse los siguientes pasos:

1. Calcular el intervalo de selección, dividiendo el número de hogares (o viviendas) en el estrato, entre el número de UPM a ser seleccionadas (I = NHOG / NUPM)

2. Determine un punto de partida al azar multiplicando el intervalo por un número aleatorio entre 0 y 1 (P = I * R)

3. Seleccione las UPM con los hogares enumerados: P, P+I, P+2I, P+3I,. . . ., P+ (NUPM-1) (I).

El Cuadro 8, ilustra el cálculo de I y P, para cada uno de ocho estratos en una muestra hipotética. Es conveniente hacer estos cálculos en una hoja de cálculo Excel, que incluye una función de números aleatorios, ALEATORIO (), que devuelve un número aleatorio distribuido uniformemente entre 0 y 1.

El Paso 3, en lo relativo a seleccionar las UPM, se entiende mejor a través de un ejemplo. En el Cuadro 8, se ve que para el estrato B, el intervalo de selección se define como 1,652 y el punto de partida aleatorio es 597.  La serie de valores que identifican las UPM a ser seleccionadas en el estrato B, serían: 597, 597+1652, 597+2*1652. . . ., 597+31*1652. Los valores resultantes son los siguientes: 597, 2249, 3901,. . . ., 51809.

Supongamos que las UPM listadas en el Cuadro 7 corresponden a las primeras 30 UPM en el Estrato B.  La última columna del cuadro 7 contiene el número total acumulado de hogares en las UPM. Si nos imaginamos que los hogares fueron enumerados de 1 a 160 en la primera  UPM, 161 a 317 en la segunda UPM, 318 a 464 en la tercera, etcétera, se puede utilizar los números correspondientes a P e I para este estrato para determinar las UPM que serían seleccionadas para incluir en la encuesta. En el ejemplo, las tres primeras UPM seleccionadas  serían las listadas en las líneas 4 (porque 597 es entre 465 y 637), en la 16 (2249 es entre 2185 y 2340), y 27 (3901 es entre 3807 y 3965). Esto continuará hasta que todas las 32 UPM en el estrato B, sean seleccionadas.

Los pasos 1 y 2 se muestran en las columnas D y F del Cuadro 8, en función del número de hogares en el marco muestral y UPM en la muestra para cada estrato. El paso 3 se repetirá de forma independiente para cada estrato si la muestra es estratificada.

Haga click aquí para ver el Cuadro 8 en MS Excel

Para representar las probabilidades de selección, se introduce el concepto de notación. Suponiendo que Mh representa el número total de hogares (o viviendas) en el estrato h del censo, y  Mhi  el número de hogares (o viviendas) en la UPM i del estrato h, según el censo, y nh el número de UPM a seleccionar en el estrato h, entonces tenemos:

Intervalo de seleccion: Ih = Mh /nh,                                                                 (3)
Pr (seleccionar UPM i  en el estrato h):  Phi = Mhi /Ih = (nh )(Mhi )/(Mh )   (4)
Tenga en cuenta que Mh = Σ Mhi    sumando todos los sectores, i, en el estrato h.

Mientras que el intervalo de selección depende del tamaño del estrato h y del número de UPM a seleccionar para representar a ese estrato, el conjunto real de UPM a seleccionar depende del número aleatorio para establecer un punto de partida. El conjunto de UPM a seleccionar en el estrato se determina por la forma en que se ordena el listado de viviendas.

Como se señaló anteriormente, el listado generalmente está ordenado según los códigos geográficos asignados a los sectores censales, que presenta una muestra con la misma distribución geográfica que tiene la población dentro del estrato. Puede ser conveniente ordenar el listado por algún otro criterio antes de hacer la selección. Por ejemplo, puede haber interés en tener la misma proporción de UPM urbanas en la muestra que la proporción de población urbana que tiene el estrato. Esto puede lograrse al sortear el listado, separando las UPM urbanas y rurales, antes de hacer la selección sistemática. Este método se conoce como “estratificación implícita”.

El Anexo B al presente informe contiene un programa de SAS que se puede utilizar para implementar el proceso de selección sistemática con un punto de partida e intervalo de selección tal como se describió en el paso 3.

 

2.1.2 Selección de una sub-muestra dentro de una muestra existente

No todas las encuestas tienen la ventaja de ser conducidas en un tiempo corto después de la realización de un censo y así tener un marco muestral actualizado recientemente. Las oficinas nacionales de estadística de la mayoría de países, tienen una política de elaborar una muestra maestra de UPM, la cual sirve de base para seleccionar sub-muestras de UPM para los estudios  o encuestas de hogares que se realicen hasta que un marco muestral de un próximo censo esté disponible. Si tal muestra existe, entonces usualmente sería factible seleccionar la muestra de una RHS como una sub-muestra de la muestra maestra. Otra alternativa es volver a utilizar las UPM de una RHS anterior o de otra encuesta. En cualquiera de estos casos, es importante para la persona encargada del diseño y selección de la muestra obtener la documentación del diseño y las probabilidades de selección de las UPM que componen la muestra anterior.

La Información que se necesita obtener sobre la muestra maestra es: ¿cómo se estratificó la muestra, el ​​número total de hogares (o viviendas) en cada estrato al momento del último censo (Mh), el número de UPM seleccionadas en cada estrato (nh), y el número de hogares (o viviendas) en cada UPM de la muestra (Mhi). Con esta información, es posible usar la ecuación (4) anterior para calcular la probabilidad de selección de cada UPM cuando se seleccionó la muestra maestra. Es posible que el diseño de la muestra maestra tenga más de una etapa de selección, caso en el cual se debe obtener la información para calcular las probabilidades de selección en cada etapa.

Es posible que la estratificación utilizada para la muestra maestra sea diferente de los dominios de estudio identificados como importantes para la sub-muestra nueva. En este caso es necesario usar la estratificación existente de la muestra maestra, pero sub-muestrear los diferentes estratos en distintas proporciones con el fin de alcanzar el tamaño de la muestra necesario para los dominios de estudio de la nueva encuesta. El Cuadro 9, ilustra un posible procedimiento para la selección de una sub-muestra de una muestra maestra. La parte superior de la tabla muestra la distribución de las 3041 UPM de la muestra maestra dentro de los estratos de la muestra maestra. En este ejemplo, hay 8 departamentos y cada departamento se divide en seis estratos que corresponden a tres niveles socioeconómicos en las zonas urbanas y rurales. Tómese en cuenta que hay 3 celdas con 0 UPM en la columna 5 indicando que no hay UPM que coincide con los criterios para definir este nivel socioeconómico en ese departamento. El número total de estratos en la muestra maestra, por lo tanto es 45 (es decir, 6*8-3).

Haga click aquí para ver el Cuadro 9 en MS Excel

En la parte superior derecha del cuadro 9 hay una columna que indica el número requerido (meta) de UPMs a incluir en la sub-muestra nueva para cada departamento. Estos números se determinan en base a criterios sobre el tamaño de muestra en los dominios de estudio de la nueva encuesta. La siguiente columna muestra la fracción de sub-muestreo para cada departamento, y la última columna indica el intervalo de muestreo (redondeando al entero más próximo) que se utilizará para la selección de las UPMs de la muestra maestra en cada departamento. Por ejemplo, para el departamento A había 120 UPM en la muestra maestra y el objetivo es tener 30 para la sub-muestra nueva. La fracción de sub-muestreo para este departamento es 0.25,  indicando que cada cuarta UPM debe ser elegida para la sub-muestra en el departamento A.

La parte inferior del Cuadro 9 muestra la distribución resultante de las UPM en la sub-muestra. Esta es la distribución que resultó usando la misma fracción de sub-muestreo (es decir, el mismo intervalo de muestreo sistemático) para todos los estratos de la muestra principal en cada departamento. El redondeo del intervalo de muestreo a un número entero simplifica el proceso de selección, pero resulta en diferentes números de UPM en algunos departamentos según lo previsto inicialmente cuando se estableció el número meta de UPM en cada departamento.

También es posible utilizar diferentes fracciones de muestreo para cada estrato individual de la muestra maestra, sujeto a la necesidad de mantener la información sobre las fracciones de muestreo utilizadas para uso en el cálculo de probabilidades de selección. El ejemplo en el Cuadro 9, que mantiene una fracción constante dentro de cada departamento se hace para efectos ilustrativos y no pretende indicar que todas las sub-muestras se deben seleccionar de esta manera.

El Cuadro 10, incluye un ejemplo de la información necesaria de la muestra maestra, para cada una de las UPM que se seleccionaron para ser incluidas en la muestra que se utilizará para la nueva encuesta. Para cada una de las 30 UPM que se seleccionó en el dominio de estudio número 4, se proporciona información sobre el número total de hogares en el estrato de la muestra maestra a que esa UPM pertenece (Mh), el número de UPMs en ese estrato de la maestra muestra (nh) y el número de hogares que había en esa UPM cuando se creó la muestra maestra (Mhi).  Esta información permite el cálculo de las probabilidades de selección de cada UPM en la muestra maestra (Phi). En este ejemplo, se seleccionaron 30 UPMs en el dominio 4, de las 191 disponibles en la muestra maestra5. La probabilidad de selección de una UPM en  este dominio para la sub-muestra nueva, es simplemente la probabilidad de selección en la muestra maestra multiplicada por la fracción de selección utilizada para este dominio:

Phi' = Phi (nd'/nd )                                                                                (5)

donde nd' es el número de UPMs del departamento en la sub-muestra y nd es el número de UPMs de ese mismo departamento en la muestra maestra. En este caso, la fracción de sub-muestreo es 30 / 191 para todas las UPMs en el dominio 4.

Haga click aquí para ver el Cuadro 10 en MS Excel

 

2.2 Selección de hogares dentro de las UPM

Una vez que las UPM se han seleccionado, el siguiente paso es seleccionar un grupo de hogares en cada UPM seleccionada. En general, los mapas se pueden obtener de la oficina de estadísticas e indican los límites de cada UPM seleccionada, y la ubicación de los edificios y los hogares dentro de las UPM. Idealmente, también se elabora un listado de las viviendas (y hogares dentro de las viviendas) en la UPM con información que permita identificar cada vivienda y hogar (dirección, nombre del jefe de hogar, lugares de interés, etc.).  Si el mapa y el listado no se han actualizado recientemente, es muy recomendable actualizar los mapas y crear listados de los hogares dentro de cada UPM antes de realizar el trabajo de campo para la encuesta. Es conveniente hacer el diseño y la primera etapa de selección de la muestra lo antes posible en el proceso de planificación de una encuesta a fin de dar tiempo a los equipos de cartógrafos para actualizar los mapas y listados, mientras otras actividades se están llevando a cabo. 

Los mapas actualizados deben indicar todas las estructuras dentro de las UPM y su ubicación con respecto a caminos, escuelas, iglesias y lugares prominentes. Todas las estructuras que no son residencias (tiendas, oficinas, etc.) deben ser identificadas como tales para no ser incluidas en el listado de hogares. Las estructuras residenciales desocupadas deben ser incluidas en el listado de hogares si son habitables.

Los diseños muestrales para las RHS generalmente  han utilizado un número fijo de hogares a seleccionar en cada UPM dentro de un estrato y se han seleccionado conglomerados o bloques compactos de hogares dentro de la UPM. Ambas decisiones se han tomado con el propósito de simplificar las operaciones de campo, mejorar la supervisión y limitar la posibilidad de que los equipos de trabajo de campo sustituyen hogares. Esto está en contraste con las encuestas de DHS que a veces han variado el número de hogares seleccionados por UPM con el fin de lograr una probabilidad constante de selección de los hogares dentro de un estrato. Esto se describe en la sección 2.4 del manual de muestreo de DHS (Diseño de muestra con PPT auto ponderado).  

En el Cuadro 6, se presentó un ejemplo de un diseño de la muestra, donde habría un número variable de hogares por UPM en diferentes dominios de la muestra, con base en supuestos sobre las tasas de respuesta y la proporción de los hogares encuestados que se espera tengan  mujeres elegibles.  Aún en este ejemplo, donde los diferentes estratos tendrían conglomerados de diferentes tamaños (32, 40 y 35), el diseño de la RHS sería seleccionar 32 hogares para todas las UPMs en la ciudad capital,  40 hogares para todas las UPMs dentro del estrato otro urbano y 35 hogares para todas las UPM del estrato rural.

El procedimiento para la selección de un conglomerado compacto de hogares es sencillo. Supongamos que después de haber actualizado la cartografía y listados, encontramos que la UPM  i en el estrato h tiene Mhi' hogares en el momento de elaborar el listado (que probablemente es diferente de Mhi en la misma UPM según el censo). Los hogares deben ser enumerados del 1 al Mhi'.  Supongamos que 30 hogares van a ser seleccionados para esta UPM.  El procedimiento consiste en elegir al azar un número entre 1 y Mhi ', que servirá para determinar el número del primer hogar seleccionado, como punto de partida. El trabajo de campo a continuación, se llevará a cabo en este hogar y los próximos 29 hogares consecutivos en la lista. Si una vivienda en el rango seleccionado contiene más de un hogar se hace un cuestionario de hogar para cada hogar en la vivienda. Si una vivienda en el rango seleccionado está desocupada se llena un cuestionario de hogar indicando “vivienda desocupada” como código de resultado, contando como uno de los hogares seleccionados en la UPM. Supongamos que la UPM tenía 150 hogares cuando se actualizó y que el punto de partida seleccionado al azar es 82.  En este caso, los hogares 82,83, ... 111 constituyen los 30 hogares seleccionados en el conglomerado para esa UPM.  Si en la selección continua de hogares se llega al límite superior,  entonces los hogares a seleccionar continúan con el primero en la UPM (es decir, si el punto de partida fue 139 entonces se haría los hogares 139, 140, ... 150, y luego continuar con los hogares 1 , 2, 3, ... 18 para completar los 30 hogares en el conglomerado).

Una objeción con respecto al uso de conglomerados compactos es que los hogares seleccionados de esta manera no son representativos de toda la UPM. Este ha sido el caso para organizaciones que han realizado otros estudios donde han seleccionado cada n-esimo hogar en la UPM. Sin embargo, independientemente del método de selección que se utiliza, los resultados del estudio no pretenden ser representativos a nivel de la UPM, sino a nivel de los estratos. Ambos métodos producen el mismo número de hogares seleccionados y todos los hogares tienen la misma probabilidad de selección. Puede ser que para ciertas características los hogares en conglomerados compactos tengan mayor correlación intra-conglomerado y mayores efectos de diseño que en conglomerados seleccionados con un intervalo, pero esto puede ser visto como una substitución entre errores de muestreo, que se puede cuantificar, y errores no muestrales, que no puede cuantificar. La gran mayoría de los indicadores se basan en las mujeres,  no en los hogares, y no se ha observado efectos de diseño sustancialmente diferentes entre las encuestas con conglomerados compactos y conglomerados dispersos.

Si npch es el número de hogares por conglomerado en el estrato h entonces la probabilidad de selección de un hogar en un conglomerado  de ese estrato es:

Prob(seleccionar hogar en conglomerado) = npch /Mhi '         (6)

Y la probabilidad general de selección del hogar j en el conglomerado i del estrato h es:

Phij = Phi (npch /Mhi')                                                                 (7) 

 

2.3 Selección de las mujeres dentro de los hogares

Prácticamente todas las RHS han utilizado una tercera etapa de selección, en la cual sólo una mujer por hogar es seleccionada para ser entrevistada. Este procedimiento no se utiliza para las encuestas de DHS, donde han optado por entrevistar a todas las mujeres en el hogar. Hay varias razones para la selección de una mujer por hogar, que se resumen a continuación:

a) La razón principal es evitar la contaminación que se genera por entrevistar a más de una de entre las mujeres elegibles en el mismo hogar. Esto es especialmente importante cuando se incluye un módulo de jóvenes que se refiere a la conducta sexual de las mujeres de 15 a 24 años. Si primero se entrevista a una madre y luego a su hija en la misma casa, la madre ya conoce el contenido de la entrevista y se interesa en conocer las respuestas de la hija. Esto hace que se vuelva difícil manejar la confidencialidad y obtener respuestas honestas si se está entrevistando a más de una mujer en el mismo hogar. Esta situación es reconocida por DHS, donde se entrevista a sólo una mujer por hogar para el módulo sobre el tema de violencia doméstica.

b) Si dos o más mujeres son entrevistadas en la misma casa, sus respuestas tienden a estar correlacionadas (especialmente si son hermanas).  Entrevistar a la misma cantidad de mujeres, pero en diferentes hogares reduce la correlación de respuesta y reduce los efectos de diseño e intervalos de confianza (sobre todo para las variables de planificación familiar).

c) Entrevistar a más de una mujer por hogar aumenta la probabilidad de rechazo, sobre todo si ya se entrevistó a una mujer y hay que volver al hogar para entrevistar a su hermana, madre o hija. Entrevistar a una mujer por hogar reduce el tiempo total que se emplea en el mismo hogar. Si en un hogar se niega la participación en la encuesta sólo una de las entrevistadas potenciales se pierde, pero no se sabe cuántas se perderían si se está entrevistando a todas las elegibles en el hogar.

d) Este procedimiento se utiliza comúnmente para algunos estudios en los Estados Unidos (haciendo una búsqueda en Google sobre "selection of one woman per household" se identifican varias referencias). Un ejemplo en los Estados Unidos es la "National Health Interview Survey” desarrollada por el Centro Nacional de Estadísticas de Salud (NCHS). En el siguiente sitio web se encuentra el manual de muestreo para esta encuesta. La parte A – pág. 8, describe la selección al azar de un niño y un adulto para algunos temas de la entrevista:

ftp://ftp.cdc.gov/pub/Health_Statistics/NCHS/Survey_Questionnaires/NHIS/2006/

En el cuestionario del hogar, se incluye una tabla para seleccionar al azar a una mujer en el hogar. Su uso se describe en Survey Sampling, página 398 (Kish, 1995), y se le conoce como una "Tabla de Kish". La tabla contiene filas correspondientes al último dígito del número de cuestionario del hogar y columnas correspondientes al número de mujeres elegibles en el hogar. El número de línea de la mujer a ser entrevistada se encuentra en la celda de la tabla en donde se da la intersección de la fila y columna. El Cuadro 13, contiene un ejemplo de la tabla de selección. Por ejemplo, si el último dígito del número del cuestionario es 4 y hay 3 mujeres elegibles, entonces la mujer 3 sería la seleccionada. El procedimiento requiere que los cuestionarios sean pre-enumerados y que las mujeres elegibles estén listadas en el orden prescrito (en el ejemplo del cuadro 13, se enumeran las mujeres de mayor a menor). Este procedimiento es aleatorio (según el último dígito del cuestionario) y está fuera del control de la entrevistadora, quien no conoce el número de mujeres en edad reproductiva que hay en el hogar antes de comenzar la entrevista. 

 

Preguntas comunes que se presentan respecto a la selección de una mujer por hogar:

  1. ¿Qué hacer si la mujer seleccionada no está ahí? ¿Se puede sustituir por otra mujer?

R: No - tiene que volver y entrevistar a la mujer seleccionada.

  1. ¿Si selecciona solo a una mujer por hogar no va a tener menor número de mujeres en la muestra que si se entrevistara a todas las mujeres en el hogar?

R: No – Para las RHS se selecciona un número mayor de hogares por UPM con el propósito de tener un promedio de 20 entrevistas completas por cada UPM. En el cálculo del número de  hogares a seleccionar por UPM, también se toma en cuenta los hogares sin mujeres elegibles de 15 a 49 años. El resultado es el mismo número de mujeres entrevistadas, pero hay más variabilidad en el muestreo.

  1. ¿Entre más mujeres elegibles hay en el hogar, es menor la probabilidad de selección?

R: Es cierto que tienen diferentes probabilidades de selección y como consecuencia se necesita usar diferentes pesos de análisis.  El peso de análisis es directamente proporcional al número de mujeres elegibles en el hogar. Los resultados obtenidos con estos pesos son comparables a los obtenidos cuando se entrevista a todas las mujeres en el hogar. Esto puede demostrarse al hacer una selección al azar en una muestra donde todas las mujeres han sido entrevistadas, aplicando el peso indicado y comparando los resultados con los de la muestra original.

Si whij representa el número de mujeres elegibles en el hogar j,  de la UPM i en el estrato h, entonces la probabilidad de selección de cada mujer en este hogar es  1/whij, y esto debe ser multiplicado por la probabilidad de selección de la UPM para obtener la probabilidad de selección de la mujer:

Phijk = Phij (1/whij )                                                                  (8)

En la práctica, el porcentaje de hogares con al menos una mujer en edad reproductiva ha variado entre el 66 y el 85 por ciento para la serie de las RHS realizadas en la región de América Latina.

Una idea errónea acerca de este procedimiento de seleccionar solo a uno de los participantes por hogar es que la persona seleccionada representa a todas las personas de ese hogar. Que esto no es correcto se puede apreciar al considerar el caso de los hogares con una madre y su hija. La interpretación correcta es que se obtiene una muestra de 50% de las mujeres en los hogares con dos mujeres elegibles, una muestra de 33% de las mujeres en los hogares con tres mujeres elegibles, una muestra de 25% de las mujeres en los hogares con 4 elegibles, etc.

 

2.4 Selección de un nacimiento por mujer para temas de salud infantil

Una extensión a la selección de una mujer por hogar ha sido la selección  al azar de un nacimiento por mujer para investigar parte del contenido de la sección de salud de la niñez  en el cuestionario. Como se observa en el Cuadro 4, este procedimiento se ha utilizado en  14 de las 22 encuestas de América Latina. Esto se ha hecho con el propósito  de mantener tiempos razonables para la  entrevista.  Prácticamente en todas las RHS se ha incluido una historia de nacimientos que permite obtener  las fechas de nacimiento, sexo, estado de supervivencia y la edad al morir  si el niño murió, para todos los nacidos vivos que la mujer ha tenido en su vida. Esta información es la base para el cálculo de las tasas de fecundidad y de  mortalidad en la niñez en los períodos anteriores a la encuesta. Para los nacimientos en los 5 años anteriores a la encuesta  (incluyendo el año de la misma ), se obtiene información adicional sobre aspectos de la salud infantil y la utilización de los servicios de salud materno-infantil (es decir, si la encuesta se llevó a cabo en 1999 información adicional, se obtendría sobre los nacimientos a partir de enero de 1994). Aún cuando en el cuestionario de las RHS se ha utilizado este procedimiento de seleccionar  un nacimiento por mujer (entre los nacimientos en los últimos 5 años) la información sobre el embarazo y el parto (incluyendo el peso al nacer y edad gestacional) se ha investigado para todos los nacimientos en ese período, con el argumento de que estas variables se pueden analizar como determinantes de la mortalidad en la niñez. La sección del cuestionario sobre la salud en la niñez  también incluye un  número considerable de preguntas sobre la atención post-parto para la madre y el niño, incidencia, síntomas y tratamiento de las enfermedades diarreicas y respiratorias, vacunas registradas en los carné o tarjetas de salud del niño y, a veces preguntas acerca de la administración de suplementos  para el desarrollo del niño. Estas son las preguntas que se han formulado  sólo para el hijo seleccionado aleatoriamente, cuando se ha utilizado este  procedimiento de selección.

Esta  selección de un nacimiento en el período de referencia se realiza de forma similar a la selección de una mujer por hogar, mediante el uso de  una tabla de selección que se refiere al penúltimo dígito del número del cuestionario y al  número de nacimientos en el período de referencia.  Si bhijk representa  el número de nacimientos en el período de referencia para la mujer k en el hogar j, de la UPM i en el estrato h, entonces la probabilidad de selección de cada nacimiento  para esa mujer es de 1 / bhijk, y esto debe ser multiplicado por la probabilidad de selección de la mujer para obtener la probabilidad de selección del nacimiento:

Phijkl = Phijk (1/bhijk )                                                           (9)

Para el  análisis de los temas de esta sección del cuestionario se debe utilizar un peso diferente, el cual  toma en cuenta la probabilidad desigual  de selección de un nacimiento para las mujeres que tienen más de un nacido vivo en el período de referencia.

 

 

 

5 Para obtener exactamente 30 UPM seleccionada de las 191 es necesaria usar un intervalo de selección no entero, cual en este caso seria 191/30 = 6.37.  Asumiendo un punto de partida aleatoria de 3.12 tendríamos esta serie de números: 3.12, 9.49, 15.85, 22.22, 28.59, 34.96, 41.32, etcétera y se usa la parte entera para indicar que se seleccione UPM 3, 9, 15, 22, 28, 34, 41, etcétera  de las 191 en la muestra maestra.

 

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