ARTIGO ORIGINAL

 

Tendência de mortalidade infantil na cidade do Salvador (Bahia)

 

Infant mortality trends in Salvador (Bahia)

 

 

Celia Guimarães Netto Dias

Do Departamento de Medicina Preventiva da Faculdade de Medicina e do Departamento de Matemática Aplicada do Instituto de Matemática da Universidade Federal da Bahia – Rua João das Botas, s/n.° – Salvador, BA – Brasil

 

 


RESUMO

Revisão das causas de óbito de crianças com menos de um ano de idade no município de Salvador Bahia (Brasil) no período de 1962 a 1971, tendo sido investigada do ponto de vista estatístico, a tendência secular da mortalidade infantil. Para alguns dos dados foi ajustada uma reta pela equação matemática da forma Y = a + bx através do método dos mínimos quadrados, enquanto que para outros ajustou-se uma exponencial modificada do tipo Y = k + abx. A tendência global da mortalidade infantil no período de 1962 a 1970 é descendente, tendo no entanto se elevado em 1971 atingindo um coeficiente praticamente igual ao alcançado no ano de 1964. Fato semelhante ocorreu com a mortalidade por enterite e outras doenças diarréicas.

Unitermos: Mortalidade. Mortalidade infantil (S. Paulo, Brasil). Tendência secular.


SUMMARY

The death causes of children under one year of age in the city of Salvador, Brazil, between 1962 and 1971, including a statistical investigation of the secular tendency of the infant mortality rate, were reviewed. For some data a straight line was adjusted with a mathematical equation of the type Y = a + bx (method of the least squares). For other a modified exponential curve of the type Y = k + abx was used. The general tendency of the infant mortality rate was descendent throughout the period 1962 to 1970, arising in 1971 to levels observed in 1964. A similar fact was encountered when neonatal mortality and mortality rates by gastroenteritis and other diarrheal diseases were studied.

Uniterms: Mortality. Infant Mortality (Brazil). Secular tendency.


 

 

1. INTRODUÇÃO

O estudo do curso histórico da mortalidade infantil é importante não só como indicação valiosa das condições econômico-sociais e médico-sanitárias de uma comunidade, como também para avaliar o rendimento dos esforços feitos para reduzí-la e ainda orientar futuros programas.

Em Salvador este estudo torna-se ainda mais importante, se levarmos em consideração que poucos têm sido os trabalhos realizados neste sentido, notando-se uma carência deste material na literatura médica local.

Almeida, em 1955 1, estudando a mortalidade infantil em 50 cidades do Estado da Bahia, no período de 1950 a 1952 para a maioria das localidades, e de 1951 a 1953 para outras, demonstrou que em conjunto, o coeficiente de mortalidade infantil nas principais cidades baianas do interior, no período considerado, era mais alta do que no município de Salvador. A situação, todavia, apresentava-se menos grave do que em algumas capitais do nordeste brasileiro como Recife e Fortaleza, sendo porém desfavorável em relação a outras áreas do país, como as capitais da região sul.

Duarte de Araújo 6, em 1973, estudando o período de 1960 a 1968, observou um declínio acentuado na mortalidade infantil em Salvador. Esta redução deveu-se, sobretudo, à queda da mortalidade por gastroenterites que em 1962 era responsável por 66,2% dos óbitos de crianças de menos de um ano de idade.

 

2. MATERIAL E MÉTODOS

O presente estudo compreende uma revisão dos óbitos de crianças com menos de um ano de idade no município de Salvador, no período de 1962 a 1971.

As informações foram obtidas diretamente dos atestados de óbitos, fornecidos pelo serviço de Bioestatística da Secretaria de Saúde Pública do Estado da Bahia. As causas de morte foram analisadas e codificadas, segundo a Classificação Estatística Internacional de Doenças Lesões e Causas de óbito, 8.a Revisão. Os óbitos anteriores a 1968 que tinham sido codificados originalmente pelo serviço de Bioestatística da Secretaria de Saúde, segundo a 7.a Revisão, foram classificados pela autora nos termos da 8.a Revisão.

A análise da tendência secular fez-se através dos coeficientes de mortalidade infantil, neonatal, pós-neonatal e de mortalidade infantil específico para determinados grupos de causas, Moraes 12.

São plenamento conhecidas as dificuldades em se estudar a natalidade em nossa comunidade, Almeida 2, Barbosa 3, Mascarenhas 8, Merrick 9, Milanesi e Silva 10. Por esta razão, o número de nascidos vivos para os diversos anos foi estimado admitindo-se um coeficiente de natalidade de 37,0/1.000 habitantes, cifra aceita pelo Centro Regional de Estatística de Saúde nos seus próprios cálculos Cresne 7.

Alguns dos nossos dados, quando postos num diagrama de dispersão, revelaram que a linha reta traduzia aproximadamente a sua tendência geral. A estes foi ajustada uma reta por uma equação matemática da forma y = a + bX, utilizando-se o método dos mínimos quadrados Chou 4, Sounis 15. Outros, no entanto, pareciam estar dispostos aproximadamente, ao longo de uma curva exponencial modificada do tipo Y = K + abx, o que é bastante justificável em se tratando de mortalidade infantil, onde causas estranhas ao meio ambiente e, ainda, não controláveis são responsáveis por um certo número de óbitos. Isto porque a exponencial modificada é uma curva de comportamento assintótico na qual se a tendência à queda for prolongada indefinidamente se aproximará, cada vez mais, como limite inferior de um valor k chamado assíntota, mas nunca lhe será exatamente igual. Croxton 5 e Yamane 17.

Todos os afastamentos foram feitos tomando como origem o ano de 1962, sendo a unidade de X igual a um ano.

 

3. RESULTADOS

3.1. Mortalidade infantil

Um exame rápido da Tabela 1 evidencia uma tendência geral de redução, gradualmente menos acentuada, do coeficiente de mortalidade infantil no município de Salvador, havendo entretanto uma ascenção brusca ao fim do período estudado. Em 1962, este coeficiente era de 129,8 por 1.000 nascidos vivos, descrescendo a partir daí, a princípio bruscamente, e depois mais lentamente chegando em 1968 a um coeficiente de 66,7 por 1.000 nascidos vivos. Em 1969 e 1970 houve uma elevação muito ligeira, porém em 1971 esta taxa elevou-se bruscamente para 98,3 por 1.000 nascidos vivos, retornando em magnitude, praticamente ao nível do ano de 1964.

A tendência global da curva de mortalidade infantil assemelha-se à de uma exponencial modificada (Figura 1). Diante disto, os dados foram ajustados a esta curva, ficando excluído por exigência da metodologia o ano de 1971.

A equação de tendência é: Yt = 63,75 + 64,11 (0,72)x. Isto significa que permanecendo as mesmas condições vigentes no período do estudo, se se prolongasse indefinidamente a linha de tendência ela se aproximaria cada vez mais de 63,75 porém, nunca seria exatamente igual a este valor.

3.2. Mortalidade neonatal

Como se sabe, a mortalidade nas primeiras quatro semanas de vida, difere daquela que ocorre entre um e 11 meses de idade, em suas causas principais. Por esta razão é interessante estudar separadamente suas tendências.

Na Tabela 1 podemos observar que a mortalidade neonatal apresenta inicialmenuma tendência à diminuição de ano para ano no seu coeficiente. Todavia, algumas vezes a redução da mortalidade foi menor do que noutras, chegando até mesmo a apresentar um acréscimo de um ano para outro em lugar de decréscimo. No fim do período esta situação modificou-se.

Em 1962, o coeficiente de mortalidade neonatal foi da ordem de 42,1 por 1.000 nascidos vivos, decresceu até 1965 alcançando uma taxa de 34,1. Em 1966 e 1967 houve um pequeno aumento, decrescendo em seguida até uma taxa de 32,1 por 1.000 nascidos vivos no ano de 1969. Em 1970 começou a se elevar, alcançando em 1971 a taxa de 54,1 por 1.000, sendo esta a maior cifra encontrada no período.

Todavia, examinando a Figura 2 é fácil concluir que a tendência geral observável em todos o período foi crescente, podendo ser descrita através de uma linha reta, sendo que a linha de melhor ajuste é definida pela equação: Yt = 38,80 + + 0,09 X, com origem no ano de 1962, sendo a unidade X igual a um ano.

3.3. Mortalidade pós-neonatal

A mortalidade pós-neonatal em Salvador que em 1962 foi de 87,7 por 1.000 nascidos vivos, declinou a princípio de maneira rápida e depois mais lentamente com ligeiras flutuações ao longo do período (Tabela 1). O declínio da série tornou-se gradualmente menos acentuado, tendendo a se aproximar de um limite inferior ou assíntota, sem realmente infletir para baixo.

A tendência que nos pareceu adequada é a exponencial modificada, conquanto não seja provável que a mortalidade neonatal permaneça sempre acima desse valor. A equação de melhor ajuste (Figura 3) é: Yt = 29,66 + 54,52 (0,72)x.

3.4. Mortalidade infantil por grupos de causas

A Tabela 2 e a Figura 4 ilustram a evolução da mortalidade infantil segundo os principais grupos de causas em Salvador, no decorrer dos 10 anos de estudo podendo-se observar que, embora tenha havido um declínio acentuado na maioria dos principais grupos, a seqüência de causas apresentada inicialmente em 1962 permaneceu praticamente inalterada durante os dez anos, com as enterites ocupando o primeiro lugar, seguindo-se as causas de mortalidade perinatal, gripe, pneumonia e bronquinte, outras doenças infecciosas e parasitárias e as anomalias congênitas.

De modo geral, ao longo do período, as enterites e outras doenças diarréicas, contribuíram com a maior proporção de óbitos no primeiro ano de vida.

3.4.1. Mortalidade infantil por enterites e outras doenças diarréicas (n.os 008 e 009 da 8.a Revisão da CID)

A mortalidade infantil por enterites e outras doenças diarréicas, em Salvador, sofreu uma redução semelhante a da mortalidade infantil total e à da mortalidade pós neonatal, a princípio mais acentuada e depois menos intensa com leves flutuações em todo o período, à exceção do último ano em que se deu uma elevação bem acentuada, sendo por esta razão e por força da metodologia empregada excluída deste estudo (Tabela 3).

A tendência ajustada foi a da exponencial modificada (Figura 5), sendo Yt = = 4,24 + 62,88 (0,83)x a equação da tendência.

3.4.2. Causas de mortalidade perinatal (n.os 760-776 da 8.a Revisão da CID)

O coeficiente de mortalidade perinatal que em 1969 foi de 29,2 por 1.000 nascidos vivos, declinou lentamente até 1966, quando alcançou uma taxa de 21,4. A partir desta data até o fim do período houve flutuações leves, atingindo em 1971 um coeficiente de 23,2 por 1.000 nascidos vivos (Tabela 4).

A tendência global, expressa pela equação de tendência Yt = 25,21 - 0,48 x (Figura 6), é descendente, apresentando, portanto, um coeficiente angular negativo, mostrando desta maneira que a tendência decresce de 0,48 óbitos por 1.000 nascidos vivos de ano para ano.

3.4.3. Mortalidade infantil por gripe, pneumonia e bronquite (n.os 470-474, 480-486, 490-493 da 8.a Revisão da CID)

A mortalidade infantil por gripe, pneumonia e bronquite em Salvador no período de 1962 a 1971 apresenta-se com flutuações de ano para ano em todo o período (Tabela 5). A tendência geral, no entanto é decrescente.

Com origem em 1962 e sendo de um ano a unidade de X, Yt = 12,19 - 0,03 X é a melhor reta de ajustamento (Figura 7), evidenciando desta maneira uma tendência descendente em termos de 0,34 por 1.000 nascidos vivos de ano para ano.

3.4.4. Doenças infecciosas e parasitárias (n.os 000-136 da 8.a Revisão da CID) excluindo as ententes ( n.os 008 e 009)

As doenças infecciosas e parasitárias excluindo as enterites e outras doenças diarréicas, que ocupam o quarto lugar entre as principais causas de mortalidade infantil no município de Salvador, também sofreram, como a grande maioria, um pequeno declínio de 1962 a 1970, com uma elevação em 1971. Em 1970, o seu coeficiente foi quase metade do encontrado para o ano de 1962, sendo que em 1971 quase se aproximou do existente no início do período considerado (Tabela 6).

A tendência geral no período é descendente (Figura 8) conforme ficou demonstrado com o ajustamento da linha reta através dos mínimos quadrados.

3.4.5. Mortalidade infantil por anomalias congênitas (n.os 740-759 da 8.a Revisão da CID)

Na Tabela 7 pode-se observar que a mortalidade por anomalias congênitas apresenta um crescimento de ano para ano em quase todo o período, excetuando-se os anos de 1968 a 1971, em que houve uma discreta diminuição.

A tendência geral nos 10 anos é portanto crescente ( Figura 9 ), evidenciada pela reta de ajustamento Yt = 1,30 + 0,15 X.

 

4. DISCUSSÃO

A mortalidade infantil no município do Salvador que vinha declinando desde 1962 com uma tendência geral semelhante à da exponencial modificada (Figura 1), apresentando pequenas flutuações no curso do período em 1971, subiu bruscamente. Esta elevação deve-se não só a um aumento na mortalidade neonatal como também na pós neonatal, sendo porém mais acentuada na mortalidade neonatal que nesse ano apresentou um coeficiente superior ao encontrado em 1962.

Fato semelhante tem sido observado no município de São Paulo, onde a mortalidade infantil que vinha declinando desde 1956, chegando a 60,2 por 1.000 nascidos vivos subiu a partir daí, alcançando em 1966 um coeficiente de 73,0 por 1.000 nascidos vivos Milanesi e Laurenti 11. Santos 13, Silva 14.

Trabalho recente de Yunes e Ronchezel 18 revela que o mesmo fato verificou-se em praticamente todas as capitais brasileiras na segunda metade da década dos sessenta.

O declínio havido na mortalidade infantil em Salvador no período de 1962 a 1970 foi quase exclusivamente às custas de uma redução na mortalidade das crianças de um a 11 meses, tendo a mortalidade neonatal apresentado uma discreta tendência ascendente, representada por um coeficiente angular positivo na ordem de 0,09 por 1.000 nascidos vivos.

A mortalidade pós neonatal que em 1962 contribuia com 67,6% dos óbitos no primeiro ano de vida, em 1971 decresceu para 48,0%, mostrando portanto uma redução intensa neste componente da mortalidade infantil ( Figura 3 ).

A curva da mortalidade pós neonatal assemelha-se como a da mortalidade infantil, a uma exponencial modificada. Isto era de se esperar, visto que realmente quem comanda a mortalidade no primeiro ano de vida é o componente pós-neonatal, contribuindo com a maioria dos óbitos infantís.

Analisando-se a mortalidade segundo os principais grupos de causas, foi possível constatar que as enterites e outras doenças diarréicas ocupam o primeiro lugar praticamente em todos os anos incluídos no estudo, mostrando desta maneira que embora tenha havido, de um modo geral, uma tendência descendente na mortalidade infantil, as nossas condições sanitárias são ainda muito precárias, pois sendo as enterites uma doença de fácil controle, é bastante desolador o fato de que em nossa comunidade no ano de 1971, ela tenha contribuído com 41% dos óbitos de crianças com menos de um ano de idade, sendo responsáveis por dois de cada cinco óbitos infantis ocorridos em 1971.

Segue-se em importância numérica os óbitos atribuídos às causas perinatais, com uma tendência decrescente, representada por um coeficiente angular de 0,48 óbitos por 1.000 nascidos vivos.

A tendência geral das doenças respiratórias (gripe, pneumonia e bronquite), no decorrer dos 10 anos é descendente, apesar de ter havido uma elevação bem acentuada do seu coeficiente no ano de 1971.

As doenças infecciosas e parasitárias (excluindo as enterites e outras doenças diarréicas), aparecem como o quarto grupo de causas, apresentando uma tendência decrescente de ano para ano.

Finalmente, as anomalias congênitas, que são o quinto grupo entre as principais causas de mortalidade infantil, apresentam no curso dos 10 anos, uma tendência crescente.

Os achados deste estudo, com as limitações que as estatísticas de mortalidade merecem em nosso meio, demonstram que Salvador ainda é uma cidade onde predominam na infância as causas de morte resultantes das precárias condições de saneamento básico ou de outros fatores ambientais e sócio-econômicos que as condicionam ou favorecem.

 

5. CONCLUSÕES

1. A mortalidade infantil em Salvador que vinha declinando desde 1962, atingindo em 1968 o índice de 66,7 por 1.000 nascidos vivos a partir daí começou a se elevar, alcançando em 1971 um coeficiente de 98,3 por 1.000 nascidos vivos, tendo contribuído para isso não só a mortalidade pós-neonatal como também a neonatal, tendo esta última uma contribuição maior do que a primeira.

2. A tendência global da mortalidade infantil no período de 1962 a 1970 é descendente, e quando ajustada uma exponencial modificada a equação de tendência é Yt = 63,75 + 64,11 (0,72)x.

3. A mortalidade neonatal apresenta uma tendência crescente ao longo do período estudado, podendo ser descrita através de uma linha reta. A reta de melhor ajuste é definida pela equação Y = 38,80 + 0,09X.

4. A mortalidade pós-neonatal é decrescente no curso dos 9 primeiros anos. A tendência que pareceu adequada é a da exponencial modificada, sendo a equação de tendência Yt = 29,66 + 54,52 (0,72)x.

5. Embora tenha havido um declínio acentuado na maioria dos principais grupos de causas a ordem apresentada inicialmente em 1962 nas causas de mortalidade infantil, permaneceu praticamente inalterada durante os dez anos, com as enterites ocupando o primeiro lugar.

6. A mortalidade por enterite e outras doenças diarréicas, sofreu uma redução de 1962 a 1970 semelhante à da mortalidade infantil com uma equação de tendência Yt = 4,24 + 62,88 (0,83 )x.

7. O grupo de causas perinatais apresentou uma tendência global descendente expressa pela equação de tendência Yt = 25,21 - 0,48 X.

8. A mortalidade infantil por gripe, pneumonia e bronquite no período de 1962 a 1971 apresenta-se com flutuações de ano para ano. No entanto, a sua tendência geral é decrescente, sendo Yt = 12,19 – 0,34 X a reta de melhor ajuste.

9. As doenças infecciosas e parasitárias, excluindo as ententes e outras doenças diarréicas, evidenciam uma tendência também decrescente, expressa pela equação Yt = 10,17 - 0,34 X.

10. A tendência geral da mortalidade infantil por anomalias congênitas é crescente, evidenciada pela reta de ajustamento Yt = 1,30 + 0,15 X.

 

REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS

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Recebido para publicação em 20-12-74
Aprovado para publicação em 13-01-75

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