Encuesta Demográfica y de Salud 1991

DISENO DE LA MUESTRA

La ENDESA 1991 fue diseñada para permitir una diversidad de análisis a varios niveles de desagregación geográfica y/o dominio de estudio. Los mayores dominios a ser distinguidos en las muestra fueron: La República Dominicana como un todo Las áreas urbana y rural del pafs Las ocho regiones de salud

El objetivo primordial de la ENDESA-91 es dar estimaciones con un nivel de precisión aceptable para las principales caracteristicas como fecundidad, morbi-mortalidad materna e infantil, prevalencia anticonceptiva, e indicadores de la atención en salud materno-infantil. La cobertura de la población para la ENDESA-91 fue definida como el universo de todas las mujeres entre 15 y 49 años residentes en la República Dominicana. La población objeto de estudio fue contactada a través de entrevistas directas de mujeres elegibles en una muestra de viviendas particulares.

Además del cuestionario de hogar para la ENDESA-91, se implement6 un cuestionario de hogar ampliado a un número igual de viviendas particulares. 1 Por lo tanto, el tamaflo de la muestra de viviendas particulares fue duplicado, es decir, en la mitad de ellas se aplicó el cuestionario de la ENDESA-91 y en la otra mitad se implementó el cuestionario de hogar ampliado.

En los últimos aflos anteriores a la ENDESA-91, la Oficina Nacional de Estadística (ONE) implemento actividades de pre-actualización de manzanas para la ciudad de Santo Domingo y de un número limitado de otros centros urbanos. Al inicio de la ENDESA-91 no se contaba con este tipo de material pre- actualizado completo para el resto urbano y el área rural del país.

Esta situación llevó a una re-evaluación del uso de este material para la ENDESA-91. Alternativamente, una solución para el resto urbano era la de usar el material censal de 1981, el cual podria estar disponible pero no en su totalidad. Además, se contaba con la muestra para la encuesta DHS- 1986 que utilizó una muestra de 609 Unidades Primarias de Muestreo (UPMs), actualizada en d allo de 1986. La decisión final fue la de usar:

• el material pre-actualizado de estructuras para Santo Domingo el cual constituye el marco de muestreo para esa ciudad, y
• el material de la muestra del DHS-I para el marco de muestreo para el resto del país.

La primera parte de la decision fue influenciada por la necesidad de incorporar el crecimiento y cambio poblacional ocurrido en Santo Domingo desde el censo de 1981. La segunda parte, a su vez, fue influenciada por la disponibilidad de material actualizado al aflo 1986. Fijado el tamafio de muestra total en un máximo de 8,000 entrevistas completas de mujeres, en la ENDESA, la tarea mås importante en el disefio de la muestra fue la de asegurar un mfnimo de entrevistas en cada dominio para el análisis de las principales características con suficiente precisi6n.

Las características esenciales del disefio de la muestra para la ENDESA-91 son: estratificado, por conglomerados, y seleccionada en dos etapas. El error muestral para un diseflo de dos etapas tiene dos componentes: una que corresponde a la variabilidad entre las unidades primadas de muestreo (UPMs) y la otra que considera la variabilidad de las unidades, viviendas, dentro de las UPMs. La primera componente depende del mímero de UPMs en la muestra y es la componente fundamental en el valor del error muestral. De allí, que un factor importante en el control del error muestral sea el nt~mero de UPMs en la muestra.

Una recomendación del programa de encuestas DHS es la de establecer un mínimo de 40 UPMs por dominio para un adecuado anisis de la información. Aún cuando es obvio que el incremento en el número de UPMs reduce el error relativo, esta reducción no es directamente proporcional. En la práctica a un incremento de 100 por ciento en el numero de UPMs, le corresponde una reducción en el error relativo de so1o 30 por ciento aproximadamente.

Para evitar un innecesario sobremuestreo el cual redundarfa en un alto costo de la encuesta, asf como problemas de logística y supervisi6n, se consider6 que la recomendaci6n de las 40 UPMs fuese tambi6n un requerimiento para la ENDESA-91.

Debido a que los dominios combinados de la Región 0 y de la Región I representan casi un 47 por ciento del total poblacional del país, una repartición proporcional de la muestra, de acuerdo al último censo, llevaría a una alta concentración de ella en ambas regiones. Por lo tanto, se hizo necesario una reasignaci6n de la muestra de un dominio mayor a un dominio menor en la forma mås eficiente posible.

Con la estratificación de 8 regionesde salud, existen dos reparticionesextremas posibles; una que minimiza el error relativo de las caracteffsticas al nivel nacional, pero no necesariamente a nivel de cada regi6n, conla posibilidad de tener errores bastante apreciables; y la otra que controla el error relativo de cada una de las regiones, pero no necesariamente el error relativo a nivel nacional, que puede llegar a ser mucho mayor de lo esperado en una repartición proporcional. Entre estos dos tipos de reparticiones extremas existen un sin mirnere de combinaciones posibles. La basqueda de una repartición que minimice los errores relativos en ambas direcciones, se obtuvo minimizando la funcion de los errores relativos de las regiones, cada uno ponderado por la magnitud de tamaño de la region.

La selección final de viviendas residenciales particulares dentro de cada UPM fue un número fijo, de 20 selecciones por UPM para Santo Domingo y las regiones I, II, y IV; y de 25 selecciones por UPM en el resto del país. El incremento de 20 a 25 selecciones en algunas regiones se debió al reajuste efectuado al tamafio inicial esperado de muestra, este valor más reallstico está basado en la información actualizada para la ENDESA-91.

Dado que la repartición de la muestra entre las diferentes regiones de salud no fue proporcional a la distribuciún real de ellas, se hace necesario establecer factores de ajuste para el análisis. También se implementó un ajuste por UPM debido al nUmero fijo de selecciones en cada una de ellas. Una tercera componente en los factores de ajuste fue la magnitud de la no respuesta al nivel de hogares y al nivel individual en cada región.

De las 8,975 viviendas particulares muestreadas se encontr6 un total de 8,032, y de este número se obtuvieron 7,144 hogares con entrevista completa. Así mismo, de 8,200 mujeres elegibles encontradas en los hogares, se completaron cuestionarios para 7,320 de ellas.