Parte VI: Anexos

Anexo A1: Total anual de asesinatos y desapariciones documentados por el CIIDH, de 1959 a 1995

Anexo A2: Total mensual de asesinatos y desapariciones por fuente, de 1979 a 1983

Anexo A3: Porcentajes anuales de asesinatos y desapariciones en el área rural y en grupos de diez o más personas, de 1959 a 1995

Anexo A4: Los cinco años con más asesinatos y desapariciones, por región

Anexo A5 Análisis de temporalidad mensual

Una inspección visual a los patrones mensuales por época de los asesinatos y desapariciones en el área urbana (Figure 12.1) y rural (Figure 12.2) muestra una disminución de las violaciones a través del año en ambas áreas, con un crecimiento pronunciado en las violaciones de diciembre a enero (mes 12 al mes 13 en el eje horizontal).

El propósito de éste análisis es determinar las probabilidades de que este patrón haya ocurrido por casualidad, si el número de violaciones fue obtenido de ejemplos al azar. Para hacer esta comparación, removimos algunas de las variables extremas en los valores mensuales y después pusimos un modelo de series de tiempos, con la cual podemos probar la hipótesis de la no casualidad en los patrones mensuales. Removimos una fuente de alta variabilidad en los promedios mostrados en las figuras 12.1 y 12.2. Los 37 años tienen promedios, desviación estándar y rangos para los totales anuales de asesinatos y desapariciones mostrados abajo en la figura A5.1.

Figura A5.1. Promedio, desviación estándar, y rango del total de asesinatos y desapariciones en áreas rural y urbana, 1959 a 1995 por año (n=37)

Esta alta nivel de variabilidad sigue como resultado de grandes totales de violaciones en los años 1980-1985. Muy altos valores, sino siendo pocos, influyen fuertemente en medidas paramétricas como el promedio. Así que, medimos variación mensual por encontrar el razon f del valor mensual al total anual, siguiendo el método usual del análisis de sequencias (Bowerman 1987: 245).

Se ordena los datos mensuales en una arregla de dos dimensiones y 444 valores.

yij, para i = 1, ..., 12, j=1959, …, 1995

Las razones mensuales fij son

fij = yij/y.j, para j=1959 a 1995

Donde yij es el valor mensual, y “.” indica una suma de los valores de la variable reemplazda por “.”. Los valores mostrados en Figura A5.2 son los promedios mj

mj = f.j/37 , para j = 1, …, 12.

Figura A5.2. Promedios de los razones de totales mensuales de asesinatos y desapariciones al total anual de violaciones, en áreas rural y urbana, de 1959 a 1995 (n=37)

Figura A5.2 muestra el patrón mensual expresada en forma mj , el promedio de los razones del valor mensual al valor anual. Lo importante de A5.2 es que en estas sequencias -- urbana y rural -- los valores bajan en el transcurso del año. Note que este patrón es muy parecida a Figuras 12.1 y 12.2. En Figura A5.3, se repite el mismo análisis con las años mas variables, 1980 a 1985. Los resultados son iguales.

Figura A5.3. Promedios de los razones de totales mensuales de asesinatos y desapariciones al total anual de violaciones, en áreas rural y urbana, de 1980 a 1985 (n=6)

Si los valores mensuales yij fueron ejemplos al azar, las razones m.j seria una sequencia de 12 valores independentes y aleatorios. Bajo estas condiciones, habria autocorelación cero. Los pocos puntos en la sequencia (n=12, los promedios de los meses) no permiten las pruebas usual para autocorelación (por ejemplo, Durbin-Watson).

Así que comprobamos para la existencia de autocorelación con la estadistica d, la duración de sequencias de resultadas positivas o negativas de la diferencia entre m.j y el promedio de m (Bowerman 1987: 470; Cowden 1957). Este metodología nos da las siguientes hipóteses:

H0: La serie es homogénea con respecto a la distribución de las diferencias positivas y negativas entre m.j y el promedio de m.

H1: La serie es heterogénea con respecto a la distribución de las diferencias positivas y negativas entre m.j y el promedio de m.

La estadistica principal es d, la duración de sequencias positivas o negativas. Las frequencias observadas de estas sequencias de dada duración son comparados a la frequencia esperada y comprobada con el c2.

Para medir d, cada valor mj esta comparado al 1/12 (0.0833) que es el valor esperado del razon de la valor mensual al anual en la ausencia de diferencias mensuales; la suma de los mj = 1. La cantidad esperada de sequencias positiva o negativa con una dada duración d (xd) es (Wallis 1941):

xd = (n-d-1)/2d+1, d = 1, …, 11

En las secciones siguientes, aplicamos este metodo a las series para asesinatos urbanos y rurales (1959-1995), y después para las mismas series durante 1980-1985.

Urbana, 1959-1995

Para la serie urbana, las diferencias entre mj y 0.0833 son

+ + - + + + - - - - - -

El valor de c2 es 25.37, con grados de libertad n = 5, y la probabilidad de este valor si H0 es verdad es p = 0.00012.

Rural, 1959-1995

Para la serie rural, las diferencias entre mj y 0.0833 son

+ - + + + + - - - - - -

Para la serie rural, las diferencias entre mj y 0.0833 son + - + + + + - - - - - - d, duración de x, cantidad diferencias +/- de sequencias de tamaño d 1 1 2 0 3 0 4 1 5 0 6 1 El valor de c2 es 29.05, con grados de libertad n = 5, y la probabilidad de este valor si H0 es verdad es p = 0.000023.

Urbana, 1980-1985

Para la serie urbana con años limitados, las diferencias entre mj y 0.0833 son

+ + - - + + + - + - - -

El valor de c2 es 5.28, con grados de libertad n = 5, y la probabilidad de este valor si H0 es verdad es p = 0.07.

Rural, 1980-1985

Para la serie rural con años limitados, las diferencias entre mj y 0.0833 son

+ + + + - - + + - - - -

El valor de c2 es 18.2, con grados de libertad n = 5, y la probabilidad de este valor si H0 es verdad es p = 0.0004.

Figura A5.4. Sumatoria de pruebas del hipótesis de homogeneidad de series con respeto a duración de sequencias positivas o negativas

** se nota un nivel elevado de significancia

La sumatoria de los resultados esta presentado en Figura A5.4. Los resultados en Figura A5.4 indique que es improbable que la tendencia de los totales de asesinatos y desapariciones a bajar desde enero hasta los meses posteriores ocurrió por casualidad en áreas rurales en 1959-1995 y 1980-1985, y tampoco en el área urbano en 1959-1995.

Anexo A6: Número y porcentaje de asesinatos con señales de violencia extrema e innecesaria, por tamaño de grupo de víctimas, en dos departamentos, de 1959 a 1995

Anexo A7: Fuente, region, y la identificación de victimarios

Este anexo analiza por qué las violaciones en el área urbana pocas veces tienen victimarios identificados. La Figura A7.1 demuestra que 69 por ciento de los asesinatos y desapariciones en el área rural tienen uno o más perpetradores identificados, mientras que el 82 por ciento del área urbana no tienen ningún perpetrador identificado.

Figura A7.1. Porcentajes de asesinatos y desapariciones con victimario identificado o no, por región, de 1959 a 1995

Estas diferencias regionales en información sobre victimarios proviene, en parte, de diferencias en las fuentes consultadas. En la base de datos del CIIDH, 61 por ciento de casos sobre asesinatos en el área urbana fueron extraídos de la prensa (Figura A7.2).

Figura A7.2. Porcentajes de asesinatos y desapariciones, por región y fuente, de 1959 a 1995

Los periódicos raras veces reportaron sobre victimarios o supuestos victimarios (Figura A7.3). Para el área rural, la mayor parte de los asesinatos fueron obtenidos de fuentes documentales.

Los informes sobre violaciones que usan información a una fuente primaria, como un testigo ocular, tienden de tener más información sobre el perpetrador. Otro posible explicación, es que la represión en el área urbana fue cometida con más frecuencia por grupos paramilitares no uniformados quienes, por lo tanto, son más difíciles de identificar. En el área rural, la violencia institucional normalmente fue ejecutada por soldados uniformados.

Figura A7.3. Porcentajes de asesinatos y desapariciones con victimario identificado o no, por fuente, de 1959 a 1995