Hay una década en la que la supervivencia adulta de los hombres colombianos retrocedió, yendo “en contra” del comportamiento usual de la expectativa de vida a través del tiempo. Entre 1982 y 1992 la esperanza de vida adulta masculina cayó de 61,8 a 59,8 años, y no recuperó su nivel de 1982 hasta 2003. Veintiún años para volver al punto de partida.
Cuando se analiza el perfil general de mortalidad excluyendo la mortalidad violenta, la supervivencia adulta masculina mejora de manera sostenida durante todo el periodo. Esta causa lleva 42 años sin dejar de cobrar. En el mismo cuerpo de datos hay otro choque, de magnitud comparable en su peor año, que se revirtió casi por completo en dos años. Dos relojes corriendo a ritmos distintos sobre la misma población: es esa asimetría, y no el tamaño de cada choque, la que le da forma al análisis que sigue. El trabajo que acabamos de terminar reconstruye la mortalidad colombiana por causa de muerte entre 1982 y 20231.
El insumo de estos cálculos son los registros de defunción del DANE, uno por año, durante 42 años. El problema es que en ese período Colombia usó tres sistemas distintos para codificar la causa de muerte: una lista de 56 grupos basada en la CIE-9 hasta 1996, la lista condensada 6/67 de la OPS entre 1997 y 2009, y la CIE-10 completa desde 2010. Una serie que cruza esas fronteras sin reconciliarlas produce saltos que parecen hallazgos y son artefactos de clasificación.
La regla que adoptamos fue conservadora: una categoría de análisis sólo es admisible si los tres sistemas permiten reconstruirla; cuando uno de ellos es demasiado grueso, la categoría se fusiona hacia arriba. El resultado son seis categorías mutuamente excluyentes que suman exactamente la mortalidad total: infecciosas y respiratorias, COVID, neoplasias, circulatorio, violencia y un residual (que agrupa todas las demás causas).
Trabajamos con la esperanza de vida adulta entre los 10 y los 85 años, no con la esperanza de vida al nacer. De los 75 años que van de los 10 a los 85, esta medida indica cuántos vive en promedio una persona bajo la mortalidad de cada año; el máximo es 75 y la diferencia con ese techo es lo que la mortalidad se lleva. La razón de acotar así la ventana es de comparabilidad: acotar la ventana de edades es lo que permite que las cifras de 1982 y las de 2023 midan exactamente lo mismo a lo largo de los 42 años. Tiene además una ventaja técnica (la descomposición cuadra de forma exacta, sin supuestos sobre la mortalidad por encima de la edad en que se cierra la ventana) y una limitación que conviene resaltar, y es que estas cifras no son comparables con las de esperanza de vida al nacer que circulan en la mayoría de la literatura internacional sobre la pandemia.
De la revisión de estas cifras surge la pregunta que guió nuestro análisis: cuando la supervivencia adulta sube o baja, ¿de qué está hecho este movimiento?
La respuesta son dos historias, con relojes distintos. Por un lado tenemos la violencia, que opera con la lógica de una condición persistente antes que con la de un choque. La forma más clara de ver su costo es preguntarse cómo sería la supervivencia adulta colombiana si no hubiera muertes violentas en absoluto. Eliminando la violencia de la tabla de vida y reconstruyéndola año por año, la separación entre la serie observada y la contrafactual es el costo de la mortalidad violenta para la supervivencia adulta en cada año. La siguiente gráfica repite el ejercicio para las dos causas que nos interesan. Conviene leerla teniendo en cuenta que cada escenario elimina únicamente su propia causa: por eso el panel de la violencia también registra la caída pandémica de 2020 y 2021. 
En los hombres esa separación era de 1,79 años en 1982, llegó a un máximo de 4,33 años en 1991, bajó a 1,44 en 2016 y se sitúa en 1,57 en 2023. En 42 años nunca ha bajado de 1,37, y ese mínimo corresponde a 2020, el año de las cuarentenas más estrictas. Entre las dos puntas del período el costo apenas se movió: 1,79 años en 1982 y 1,57 en 2023, una reducción de 0,23 años. La oscilación intermedia es real y es pronunciada, pero el saldo de cuatro décadas es casi nulo. Por su parte, en las mujeres la separación no supera 0,39 años en ningún momento.
De ahí se sigue la década con la que abre este texto. La esperanza de vida adulta masculina no creció de forma sostenida: retrocedió durante diez años y tardó veintiuno en volver a su punto de partida. Si se elimina la violencia del cálculo, ese retroceso desaparece por completo y queda la mejora sostenida que la serie femenina muestra durante todo el período. La década de regresión masculina es un fenómeno de violencia y de nada más.
La pandemia se comporta de la manera opuesta. Entre 2019 y 2021 la esperanza de vida adulta cayó 3,72 años en los hombres y 2,34 en las mujeres. La descomposición por causa atribuye el 84 % de la caída masculina y el 88 % de la femenina al COVID. El resto se reparte entre enfermedad circulatoria, la categoría residual y las infecciosas y respiratorias; las neoplasias son la única causa que aportó en sentido positivo durante la contracción. El detalle por causa lo exploraremos en un artículo posterior.
Sin embargo, lo notable que se puede observar en los datos es la velocidad del retorno a la senda pre-pandemia. Entre 2021 y 2022, la esperanza de vida adulta subió 3,08 años en hombres y 2,17 en mujeres. Es, con enorme diferencia, la mayor ganancia anual de toda la serie: la segunda más grande es de 0,86 años, en 2003. Frente al ritmo normal de mejora previo a la pandemia (0,14 años por año en hombres) el salto de 2022 equivale a unas veintidós veces la ganancia de un año corriente.
Conviene precisar de dónde sale ese salto. Durante dos años una causa nueva se sumó al cuadro de mortalidad y después se retiró de él; al retirarse, el cuadro volvió aproximadamente a donde estaba. La cifra mide ese regreso, y por eso resulta desproporcionada frente a los ritmos ordinarios de mejora. Para 2023 la esperanza de vida adulta se sitúa 0,07 años por debajo de su nivel de 2019 en hombres y 0,18 años por encima en mujeres.
Los dos choques analizados hasta el momento han tenido efectos opuestos en su naturaleza. Por una parte tenemos el choque agudo (pandemia), que se categorizó por ser súbito, severo, concentrado en el tiempo, y, al menos en parte, transitorio. Por su parte, la violencia puede presentarse como un choque crónico, con impactos más moderados a través de los años pero con efectos persistentes, estructurales y mediados por efectos políticos. Analizar los años de vida esperados de manera agregada no permite ver esta distinción, lo cual puede llevar a conclusiones equivocadas; una descomposición por causa y edad logra separar ambos efectos.
Esta separación cambia la respuesta de la lectura de los datos. Un choque agudo pide capacidad de emergencia en el sistema de salud y respuesta biomédica rápida. Una condición crónica pide inversión sostenida en la causa raíz, y esa causa raíz puede ser externa o no serlo: En el caso de las muertes violentas se trata de políticas de seguridad y justicia; en el de las enfermedades crónicas, de programas de largo aliento cuyos efectos se miden en décadas.
Son instrumentos distintos, con horizontes distintos y con formas distintas de medir si funcionaron. La serie que utilizamos como base del análisis termina en 2023, dos años después de la contracción. Eso alcanza para establecer que el choque agudo se revirtió. Sin embargo, no alcanza para saber cuál será el efecto de la pandemia sobre la supervivencia adulta en el largo plazo. Si la esperanza de vida adulta retomará su ritmo previo de mejora, si se instalará en una trayectoria permanentemente inferior, o si la superará, es una pregunta que solo más años de datos pueden resolver.
En las próximas entregas vamos a desarmar cada uno de los dos choques: qué revela con más detalle el contrafactual de la violencia, de qué está hecha exactamente la caída pandémica, por qué el pico de violencia contra los hombres y contra las mujeres está separado por once años, qué pasó después del acuerdo de 2016, y qué implica todo esto para quien tiene que ponerle precio al riesgo de mortalidad.
1 Análisis realizado sobre registros de mortalidad del DANE, 1982 a 2023. Método: descomposición de Arriaga de la esperanza de vida temporal entre las edades 10 y 85, y modelos Lee-Carter por causa estimados como modelos no lineales generalizados de Poisson.