TENDÊNCIA DE MORTALIDADE INFANTIL NA CIDADE DOSALVADOR (BAHIA)

Celia Guimarães Netto Dias *

RSPU-B/248

DIAS, C. G. N. — Tendência de mortalidade infantil na cidade do Salvador(Bahia). Rev. Saúde públ., S. Paulo, 9:57-69, 1975.

RESUMO: Revisão das causas de óbito de crianças com menos de um anode 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 mor-talidade infantil. Para alguns dos dados foi ajustada uma reta pela equaçãomatemática 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 a1970 é descendente, tendo no entanto se elevado em 1971 atingindo um coefi-ciente praticamente igual ao alcançado no ano de 1964. Fato semelhante ocor-reu com a mortalidade por enterite e outras doenças diarréicas.

UNITERMOS: Mortalidade. Mortalidade infantil (S. Paulo, Brasil). Ten-dência secular.

* Do Departamento de Medicina Preventiva da Faculdade de Medicina e do Departamento deMatemática Aplicada do Instituto de Matemática da Universidade Federal da Bahia — RuaJoão das Botas, s/n.° — Salvador, BA —Brasil

1 . I N T R O D U Ç Ã O

O estudo do curso histórico da mortali-dade infantil é importante não só comoindicação valiosa das condições econômi-co-sociais e médico-sanitárias de uma co-munidade, como também para avaliar orendimento dos esforços feitos para redu-zí-la e ainda orientar futuros programas.

Em Salvador este estudo torna-se aindamais importante, se levarmos em conside-ração que poucos têm sido os trabalhosrealizados neste sentido, notando-se umacarência deste material na literatura mé-dica local.

Almeida, em 1955 1, estudando a mor-talidade infantil em 50 cidades do Estado

da Bahia, no período de 1950 a 1952 pa-ra a maioria das localidades, e de 1951 a1953 para outras, demonstrou que emconjunto, o coeficiente de mortalidade in-fantil nas principais cidades baianas dointerior, no período considerado, era maisalta do que no município de Salvador. Asituação, todavia, apresentava-se menosgrave do que em algumas capitais donordeste brasileiro como Recife e Forta-leza, sendo porém desfavorável em rela-ção a outras áreas do país, como as capi-tais da região sul.

Duarte de Araújo 6, em 1973, estudan-do o período de 1960 a 1968, observou

um declínio acentuado na mortalidade in-fantil em Salvador. Esta redução deveu-se, sobretudo, à queda da mortalidade porgastroenterites que em 1962 era respon-sável por 66,2% dos óbitos de crianças demenos de um ano de idade.

2. MATERIAL E MÉTODOS

O presente estudo compreende uma re-visão dos óbitos de crianças com menosde um ano de idade no município deSalvador, no período de 1962 a 1971.

As informações foram obtidas direta-mente dos atestados de óbitos, fornecidospelo serviço de Bioestatística da Secreta-ria de Saúde Pública do Estado da Bahia.As causas de morte foram analisadas ecodificadas, segundo a Classificação Esta-tística Internacional de Doenças Lesões eCausas de óbito, 8.a Revisão. Os óbitosanteriores a 1968 que tinham sido codifi-cados originalmente pelo serviço de Bio-estatística da Secretaria de Saúde, segun-do a 7.a Revisão, foram classificados pelaautora nos termos da 8.a Revisão.

A análise da tendência secular fez-seatravés dos coeficientes de mortalidade in-fantil, neonatal, pós-neonatal e de morta-lidade infantil específico para determina-dos grupos de causas, Moraes 12.

São plenamento conhecidas as dificul-dades em se estudar a natalidade em nos-sa comunidade, Almeida 2, Barbosa 3, Mas-carenhas 8, Merrick 9, Milanesi e Silva 10.Por esta razão, o número de nascidos vi-vos para os diversos anos foi estimadoadmitindo-se um coeficiente de natalidadede 37,0/1.000 habitantes, cifra aceita peloCentro Regional de Estatística de Saúdenos seus próprios cálculos Cresne 7.

Alguns dos nossos dados, quando postosnum diagrama de dispersão, revelaramque a linha reta traduzia aproximadamen-te a sua tendência geral. A estes foi ajus-tada uma reta por uma equação mate-mática da forma y = a + bX, utilizan-

do-se o método dos mínimos quadradosChou 4, Sounis 15. Outros, no entanto, pa-reciam estar dispostos aproximadamente,ao longo de uma curva exponencial modi-ficada do tipo Y = K + abx, o que ébastante justificável em se tratando de mor-talidade infantil, onde causas estranhas aomeio ambiente e, ainda, não controláveissão responsáveis por um certo número deóbitos. Isto porque a exponencial modifi-cada é uma curva de comportamento assin-tótico na qual se a tendência à queda forprolongada indefinidamente se aproxima-rá, cada vez mais, como limite inferior deum valor k chamado assíntota, mas nuncalhe será exatamente igual. Croxton 5 eYamane 17.

Todos os afastamentos foram feitos to-mando como origem o ano de 1962, sendoa unidade de X igual a um ano.

3 . R E S U L T A D O S

3.1. Mortalidade infantil

Um exame rápido da Tabela 1 eviden-cia uma tendência geral de redução, gra-dualmente menos acentuada, do coeficien-te de mortalidade infantil no municípiode Salvador, havendo entretanto uma as-cenção brusca ao fim do período estuda-do. Em 1962, este coeficiente era de129,8 por 1.000 nascidos vivos, descres-cendo a partir daí, a princípio brusca-mente, e depois mais lentamente chegan-do em 1968 a um coeficiente de 66,7 por1.000 nascidos vivos. Em 1969 e 1970houve uma elevação muito ligeira, porémem 1971 esta taxa elevou-se bruscamentepara 98,3 por 1.000 nascidos vivos, retor-nando em magnitude, praticamente ao ní-vel do ano de 1964.

A tendência global da curva de morta-lidade infantil assemelha-se à de uma ex-ponencial modificada (Figura 1). Dian-te disto, os dados foram ajustados a estacurva, ficando excluído por exigência dametodologia o ano de 1971.

A equação de tendência é: Yt = 63,75+ 64,11 (0,72)x. Isto significa que per-manecendo as mesmas condições vigentesno período do estudo, se se prolongasseindefinidamente a linha de tendência elase aproximaria cada vez mais de 63,75 po-rém, nunca seria exatamente igual a estevalor.

3.2. Mortalidade neonatal

Como se sabe, a mortalidade nas pri-meiras quatro semanas de vida, difere da-quela que ocorre entre um e 11 meses deidade, em suas causas principais. Poresta razão é interessante estudar separada-mente suas tendências.

Na Tabela 1 podemos observar que amortalidade neonatal apresenta inicialmen-uma tendência à diminuição de ano paraano no seu coeficiente. Todavia, algumasvezes a redução da mortalidade foi menordo que noutras, chegando até mesmo aapresentar um acréscimo de um ano paraoutro em lugar de decréscimo. No fim doperíodo esta situação modificou-se.

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

Todavia, examinando a Figura 2 é fá-cil concluir que a tendência geral obser-vável em todos o período foi crescente,podendo ser descrita através de uma linhareta, sendo que a linha de melhor ajusteé 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 Salva-dor que em 1962 foi de 87,7 por 1.000nascidos vivos, declinou a princípio demaneira rápida e depois mais lentamentecom ligeiras flutuações ao longo do perío-do (Tabela 1). O declínio da série tor-nou-se gradualmente menos acentuado,tendendo a se aproximar de um limiteinferior ou assíntota, sem realmente in-fletir para baixo.

A tendência que nos pareceu adequadaé a exponencial modificada, conquantonão seja provável que a mortalidade neo-natal permaneça sempre acima desse va-lor. A equação de melhor ajuste (Figura3) é: Yt = 29,66 + 54,52 (0,72)x.

3.4. Mortalidade infantil por gruposde causas

A Tabela 2 e a Figura 4 ilustram aevolução da mortalidade infantil segundo

os principais grupos de causas em Salva-dor, no decorrer dos 10 anos de estudopodendo-se observar que, embora tenhahavido um declínio acentuado na maioriados principais grupos, a seqüência de cau-sas apresentada inicialmente em 1962 per-maneceu praticamente inalterada duranteos dez anos, com as enterites ocupando oprimeiro lugar, seguindo-se as causas demortalidade perinatal, gripe, pneumonia ebronquinte, outras doenças infecciosas eparasitárias e as anomalias congênitas.

De modo geral, ao longo do período, asenterites e outras doenças diarréicas, con-tribuíram com a maior proporção de óbi-tos no primeiro ano de vida.

3.4.1. Mortalidade infantil por enteri-tes e outras doenças diarréicas(n.os 008 e 009 da 8.a Revisãoda CID)

A mortalidade infantil por enterites eoutras doenças diarréicas, em Salvador, so-freu uma redução semelhante a da mor-talidade infantil total e à da mortalidadepós neonatal, a princípio mais acentuadae depois menos intensa com leves flutua-ções em todo o período, à exceção do últi-mo ano em que se deu uma elevação bemacentuada, sendo por esta razão e por for-ça da metodologia empregada excluídadeste estudo (Tabela 3).

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

3 .4 .2 . Causas de mortalidade perinatal(n.os 760-776 da 8.a Revisão daCID)

O coeficiente de mortalidade perinatalque em 1969 foi de 29,2 por 1.000 nasci-dos vivos, declinou lentamente até 1966,quando alcançou uma taxa de 21,4. Apartir desta data até o fim do período hou-ve flutuações leves, atingindo em 1971 umcoeficiente de 23,2 por 1.000 nascidosvivos (Tabela 4).

A tendência global, expressa pela equa-ção de tendência Yt = 25,21 - 0,48 x(Figura 6), é descendente, apresentando,portanto, um coeficiente angular negativo,mostrando desta maneira que a tendênciadecresce de 0,48 óbitos por 1.000 nasci-dos 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, pneu-monia e bronquite em Salvador no períodode 1962 a 1971 apresenta-se com flutua-ções de ano para ano em todo o período(Tabela 5) . A tendência geral, no entan-to é decrescente.

Com origem em 1962 e sendo de um anoa unidade de X, Y t = 12,19 - 0,03 X éa melhor reta de ajustamento (Figura 7),evidenciando desta maneira uma tendên-cia descendente em termos de 0,34 por1.000 nascidos vivos de ano para ano.

3 .4 .4 . Doenças infecciosas e parasitárias(n.os 000-136 da 8.a Revisão daCID) excluindo as ententes ( n.os

008 e 009)

As doenças infecciosas e parasitárias ex-cluindo as enterites e outras doenças diar-réicas, que ocupam o quarto lugar entreas principais causas de mortalidade infan-til no município de Salvador, também so-freram, como a grande maioria, um pe-queno declínio de 1962 a 1970, com umaelevação em 1971. Em 1970, o seu coefi-ciente foi quase metade do encontrado pa-ra o ano de 1962, sendo que em 1971quase se aproximou do existente no iníciodo período considerado (Tabela 6 ) .

A tendência geral no período é descen-dente (Figura 8) conforme ficou demons-trado com o ajustamento da linha reta atra-vés dos mínimos quadrados.

3.4.5. Mortalidade infantil por anoma-lias congênitas (n . o s 740-759 da8.a Revisão da CID)

Na Tabela 7 pode-se observar que amortalidade por anomalias congênitas apre-senta um crescimento de ano para anoem quase todo o período, excetuando-seos anos de 1968 a 1971, em que houveuma discreta diminuição.

A tendência geral nos 10 anos é por-tanto crescente ( Figura 9 ), evidenciadapela reta de ajustamento Y t = 1,30 +0,15 X.

4 . D I S C U S S Ã O

A mortalidade infantil no município doSalvador que vinha declinando desde 1962com uma tendência geral semelhante à daexponencial modificada (Figura 1), apre-sentando pequenas flutuações no curso doperíodo em 1971, subiu bruscamente. Estaelevação deve-se não só a um aumento namortalidade neonatal como também napós neonatal, sendo porém mais acentua-da na mortalidade neonatal que nesse anoapresentou um coeficiente superior ao en-contrado em 1962.

Fato semelhante tem sido observado nomunicípio de São Paulo, onde a mortali-dade infantil que vinha declinando desde1956, chegando a 60,2 por 1.000 nascidosvivos subiu a partir daí, alcançando em1966 um coeficiente de 73,0 por 1.000nascidos vivos Milanesi e Laurenti 11. San-tos 13, Silva 14.

Trabalho recente de Yunes e Ronche-zel 18 revela que o mesmo fato verificou-seem praticamente todas as capitais brasi-leiras na segunda metade da década dossessenta.

O declínio havido na mortalidade infan-til em Salvador no período de 1962 a1970 foi quase exclusivamente às custasde uma redução na mortalidade das crian-ças de um a 11 meses, tendo a mortali-dade neonatal apresentado uma discretatendência ascendente, representada por umcoeficiente angular positivo na ordem de0,09 por 1.000 nascidos vivos.

A mortalidade pós neonatal que em1962 contribuia com 67,6% dos óbitosno primeiro ano de vida, em 1971 decres-ceu para 48,0%, mostrando portanto umaredução intensa neste componente da mor-talidade infantil ( Figura 3 ) .

A curva da mortalidade pós neonatalassemelha-se como a da mortalidade in-fanti l , a uma exponencial modificada. Istoera de se esperar, visto que realmentequem comanda a mortalidade no primeiro

ano de vida é o componente pós-neonatal,contribuindo com a maioria dos óbitosinfantís.

Analisando-se a mortalidade segundo osprincipais grupos de causas, foi possível

constatar que as enterites e outras doen-ças diarréicas ocupam o primeiro lugarpraticamente em todos os anos incluídosno estudo, mostrando desta maneira queembora tenha havido, de um modo geral,

uma tendência descendente na mortalida-de infantil, as nossas condições sanitáriassão ainda muito precárias, pois sendo asenterites uma doença de fácil controle, ébastante desolador o fato de que em nos-sa comunidade no ano de 1971, ela tenhacontribuído com 41% dos óbitos de crian-ças com menos de um ano de idade, sendoresponsáveis por dois de cada cinco óbitosinfantis ocorridos em 1971.

Segue-se em importância numérica osóbitos atribuídos às causas perinatais, comuma tendência decrescente, representadapor um coeficiente angular de 0,48 óbitospor 1.000 nascidos vivos.

A tendência geral das doenças respira-tórias (gripe, pneumonia e bronquite), nodecorrer dos 10 anos é descendente, ape-sar de ter havido uma elevação bem acen-tuada do seu coeficiente no ano de 1971.

As doenças infecciosas e parasitárias(excluindo as enterites e outras doençasdiarréicas), aparecem como o quarto gru-po de causas, apresentando uma tendênciadecrescente de ano para ano.

Finalmente, as anomalias congênitas,que são o quinto grupo entre as principaiscausas de mortalidade infantil, apresentamno curso dos 10 anos, uma tendência cres-cente.

Os achados deste estudo, com as limita-ções que as estatísticas de mortalidademerecem em nosso meio, demonstram queSalvador ainda é uma cidade onde predo-minam na infância as causas de morte re-sultantes das precárias condições de sa-neamento básico ou de outros fatores am-bientais e sócio-econômicos que as condi-cionam ou favorecem.

5 . C O N C L U S Õ E S

1. A mortalidade infantil em Salva-dor que vinha declinando desde 1962, atin-gindo em 1968 o índice de 66,7 por 1.000nascidos vivos a partir daí começou a se

elevar, alcançando em 1971 um coeficien-te de 98,3 por 1.000 nascidos vivos, tendocontribuído para isso não só a mortalida-de pós-neonatal como também a neonatal,tendo esta última uma contribuição maiordo que a primeira.

2. A tendência global da mortalidadeinfantil no período de 1962 a 1970 é des-cendente, e quando ajustada uma expo-nencial modificada a equação de tendên-cia é Yt = 63,75 + 64,11 (0,72)x.

3. A mortalidade neonatal apresentauma tendência crescente ao longo do pe-ríodo estudado, podendo ser descrita atra-vés de uma linha reta. A reta de melhorajuste é definida pela equação Y = 38,80+ 0,09X.

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

5. Embora tenha havido um declínioacentuado na maioria dos principais gru-pos de causas a ordem apresentada inicial-mente em 1962 nas causas de mortalidadeinfantil, permaneceu praticamente inalte-rada durante os dez anos, com as enteri-tes ocupando o primeiro lugar.

6. A mortalidade por enterite e outrasdoenças diarréicas, sofreu uma redução de1962 a 1970 semelhante à da mortalidadeinfantil com uma equação de tendênciaYt = 4,24 + 62,88 (0,83 )x.

7. O grupo de causas perinatais apre-sentou uma tendência global descendenteexpressa pela equação de tendência Yt =25,21 - 0,48 X.

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

9. As doenças infecciosas e parasitá-rias, excluindo as ententes e outras doen-ças diarréicas, evidenciam uma tendênciatambém decrescente, expressa pela equa-ção Yt = 10,17 - 0,34 X.

10. A tendência geral da mortalidadeinfantil por anomalias congênitas é cres-cente, evidenciada pela reta de ajusta-mento Yt = 1,30 + 0,15 X.

RSPU-B/248

DIAS, C. G. N. — [ I n f a n t mortality trends in Salvador (Bahia)]. Rev. Saúdepúbl., S. Paulo, 9:57-69, 1975.

SUMMARY: The death causes of children under one year of age in thecity of Salvador, Brazil, between 1962 and 1971, including a statistical investi-gation of the secular tendency of the infant mortality rate, were reviewed. Forsome data a straight line was adjusted with a mathematical equation of thetype Y = a + bx (method of the least squares). For other a modified exponen-tial curve of the type Y = k + abx was used. The general tendency of theinfant mortality rate was descendent throughout the period 1962 to 1970, arisingin 1971 to levels observed in 1964. A similar fact was encountered when neo-natal mortality and mortality rates by gastroenteritis and other diarrheal diseaseswere studied.

UNITERMS: Mortality. I n f a n t Mortality ( B r a z i l ) . Secular tendency.

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