Fuster, V., Edo, M. A., Luna, F., Perrino, A., 2002, Variabilidad por categoría de población y por sexos de la mortalidad infantil en España. Antropo, 3, 61-69. www.didac.ehu.es/antropo


Variabilidad por categoría de población y por sexos de la mortalidad infantil en España

Infant mortality in Spain: Variability according to sex and category of population

Vicente Fuster1, Miguel A. Edo2, Francisco Luna1, Araceli Perrino1

 

1Departamento de Zoología y Antropología Física, Facultad de Biología, Universidad Complutense de Madrid, 28040-Madrid.  vfuster@bio.ucm.es   

2Departamento de Biología Animal, Laboratorio de Antropología, Facultad de Biología, Universidad de León, 24071-León

 

Palabras clave: Mortalidad infantil, sexo, edad, tamaño demográfico, España.

 

Key words: Infant mortality, sex, age, demographic size, Spain.

 

Resumen

A partir de una base de datos informatizada procedente del Instituto Nacional de Estadística (INE), en la que se incluían datos correspondientes a todos y cada uno de los fallecimientos ocurridos en España desde el año 1975 hasta 1999, se seleccionaron 123.822 casos correspondientes a fallecidos antes de su primer aniversario (mortalidad infantil). Puesto que la mortalidad infantil es dependiente del número de nacidos vivos en la población, fue necesario obtener una segunda base de datos relativa a esta variable, teniendo en cuenta el año de nacimiento, el sexo del recién nacido, su provincia de inscripción y una indicación de la categoría demográfica de cada localidad (hasta 10.000 habitantes, de 10.001 a 50.000 y más de 50.000 o capital de provincia). Aunque en el período considerado la tasa de mortalidad infantil se redujo de 17,13 a 4,87, las defunciones masculinas superaron significativamente a las femeninas  (Wilxoxon m-f     Z = -4,29,  p<0,001).  Por lo que se refiere a las categorías de población, y una vez excluido el año 1982 por su excesivo número de casos perdidos,  se encontró que en las localidades con más de 50.000 residentes o capitales de provincia, las tasas de mortalidad infantil fueron significativamente más elevadas que en las otras dos categorías de población (Friedman c2 (2)  = 31,65, p<0,001), las cuales fueron similares  entre si. Para explicar este resultado, se tomó en cuenta la distribución por edades de los fallecimientos, encontrándose una mayor proporción de mortalidad neonatal (menos de un mes) en la categoría más urbana. Además, a este grupo le correspondió un exceso de causas endógenas de defunción. A este diferente patrón de causas de defunción se atribuyen las diferencias encontradas en relación con la categoría demográfica.

 

Abstract

From a data base provided by the Spanish National Institute of Statistics (INE) including all deaths occurring between 1975 and 1999, cases (N = 123,822) corresponding to infant mortality (less than one year of  age at death) were selected. Since infant mortality rate depends on the yearly number if live births, a second data base was obtained including this variable. The above was achieved taking into account the year of birth, sex, province where the birth inscription occurred and an indicator of the demographic size of the locality (up to 10,000, 10,001-50,000 and more than 50,000 or capital of province). Although for Spain the infant mortality rate decreased from  17.13  to  4.87  in the period studied, male rates were significantly higher than female  (Wilxoxon m-f     Z = -4.29,  p<0.001). With respect to infant deaths by category of population, the year 1982 had to be excluded because the percentage of missing cases was excessive. Regarding the demographic size, urban localities larger than 50,000 inhabitants or capital of provinces showed higher rates in comparison with the other two remaining categories (Friedman c2 (2)  = 31.65, p<0.001), which were similar. In order to explain these results, the age distribution of infant deaths was taken into account; a larger proportion on neonatal mortality (less than 1 month) was found in urban areas. In addition, considering causes of death, an excess of endogenous mortality corresponded to this group. Therefore, a diverse pattern in the distribution of infant death causes could explain differences found according to the demographic category of Spanish localities.

 

 

Introducción

El periodo vital que sigue al nacimiento de un individuo es crítico en cuanto a sus posibilidades de supervivencia, debido a la particular susceptibilidad a ciertas enfermedades en esta época de la vida. Los factores culturales, sociales y económicos, el desarrollo tecnológico y la organización sanitaria se reflejan en las tasas de mortalidad infantil (Trapp et al. 1983). Por ello, las tasas de mortalidad infantil (TMI), definidas como el número de fallecidos con menos de 12 meses de edad por cada mil nacidos vivos en un año dado, han sido tradicionalmente consideradas un excelente indicador de las condiciones biosanitarias de una población. La mortalidad infantil también se relaciona con la proporción terciaria de sexos en las primeras etapas de la vida. En tiempos pretéritos el exceso de nacimientos masculinos era compensado por una mortalidad infantil más elevada entre los varones (Madrigal, 1992, Zonta et al, 1996). En estudios históricos que consideraban un extenso periodo de tiempo, se puso en evidencia una tendencia progresiva hacia menores tasas de mortalidad infantil conforme las condiciones socioeconómicas de la población se asumía iban mejorando. En el caso de un país como España el anterior fenómeno también se dio, y ya situados en el último cuarto del siglo XX cabría, a priori, pensar que las condiciones biosanitarias y socioeconómicas serían lo suficientemente buenas como para que la tendencia decreciente antes comentada, se hubiera ralentizado o prácticamente detenido. En esta situación teórica también deberían haberse difuminado las diferencias medioambientales correspondientes a distintos entornos (rural o urbano), bajo la premisa de que el acceso a los servicios médicos no sería muy diferente en uno u otro medio.

El fallecimiento de un niño durante su primer año de vida suele atribuirse a factores endógenos o exógenos, lo que llevó a autores tales como Bourgeois-Pichat (1964) y Nadot (1971) a subdividir la tasa de mortalidad infantil en un componente endógeno y otro exógeno. Ello se justifica porque uno y otro resultan de causas de mortalidad diversas, las cuales presentan diferentes tendencias evolutivas y no responden de forma idéntica a la intervención de la medicina (London, 1993). Así, en el siglo XIX las causas exógenas de mortalidad, tales como enfermedades infecciosas, falta de higiene y nutrición deficiente se redujeron, en países desarrollados, debido al efecto combinado de la sanidad pública y de los avances en el conocimiento médico. Tal como señala un reciente  informe de la ONU (United Nations, 2000), la promoción de la supervivencia infantil y su salud, ha sido durante mucho tiempo objeto de una amplia gama de políticas adoptadas para mejorar el nivel sanitario de la población en general. Han tenido lugar avances importantes que han permitido el acceso al combate contra muchas enfermedades comunes y se ha incrementado el número de niños inmunizados sistemáticamente contra enfermedades que en el pasado originaban muchas muertes. No sería hasta después de 1970 cuando una gran parte del progreso en el desarrollo de intervenciones médicas efectivas haya tenido consecuencias sobre las oportunidades de supervivencia de niños fisiológicamente débiles.

 

 

Material y Métodos

La información en la que se basa este trabajo tiene una doble procedencia. Por una parte se utilizó una base de datos informatizada procedente del Instituto Nacional de Estadística (INE) consistente en 25 ficheros anuales, los cuales incluían datos correspondientes  a todos y cada uno los fallecimientos ocurridos en España desde el año 1975 hasta 1999. Primeramente los ficheros anuales se fusionaron en uno total (7.987.193 registros). En una segunda fase, de este fichero se segregaron los casos correspondientes a fallecidos antes de su primer aniversario (mortalidad infantil). Este último fichero consta de 123.822 casos y en él se basa todo el análisis que sigue.

Puesto que la mortalidad infantil es dependiente del número de nacidos vivos en la población, fue necesario obtener una segunda base de datos relativa a esta variable, la cual como requisito habría de presentar la información teniendo en cuenta el año de nacimiento, el sexo de recién nacido, su provincia de inscripción y una indicación de las características demográficas del municipio correspondiente (hasta 10.000 habitantes, 10.001-50.000, y más de 50.000).  Esta base se datos se elaboró para los años 1975-1998 (no están disponibles los nacimientos correspondientes a 1999)

Las fuentes utilizadas para la obtención de los datos de nacimientos por categoría de población, sexo y provincia,  fueron:

 - “Movimiento Natural de la Población” (INE) para los años 1975 a 1998 (nacidos vivos por sexo y por provincias según el lugar de inscripción). 

Como los nacimientos no aparecían clasificados por categoría de población de la manera que se requería, y con el fin de conocer cuales de las localidades señaladas como mayores de 10.000 habitantes podían ser incluidas en la de más de 50.000,  se recurrió a:

-  Padrón municipal  de 1975

-  Censo de 1981

-  Censo de 1991

-  Padrón Municipal de 1986

-  Actualizaciones del Padrón Municipal para los años 1987, 1988, 1989, 1990.

-  Fichero CERCA (INE)

Con esta información se estimó el número total de habitantes en cada categoría de población y por provincias para los años 1975, 1981 y 1986 a 1998, de tal forma que para los años 1976 a 1980 y 1982 a 1985 se eligió como referencia (al no tener la información precisa para estos años) el Padrón de 1975 y el Censo de 1981, respectivamente.

Hecho lo anterior, se combinaron los ficheros de muertes infantiles y de nacimientos, lo que constituyó la base de datos de trabajo.

Primeramente se calculó la TMI para toda España (1975-1998), considerando la totalidad de los casos (122.122). Para los análisis posteriores se descartaron aquellos cuyo lugar de inscripción de la defunción aparecía codificado como 53 o 66 (extranjero o desconocido, respectivamente). Tras esto, la base de datos se redujo a 119.940 casos. Por lo que se refiere a las categorías de población (<10.001, 10.001-50.000 y >50.000 habitantes),  el porcentaje de casos perdidos por el sistema se mantuvo alrededor del 1% (1’3 % en 1998), excepto en el año 1982 en el que se elevó  al 35%. Este valor es indicativo de que la categoría de población no siempre se ha registrado entre las muertes infantiles. Ello ha obligado a prescindir del año 1982 en los análisis que consideran la categoría de población, reduciendo el número de casos válidos a 116.007 defunciones, ya que de considerarse este año, sin corregir el número de nacimientos, las tasas de mortalidad infantil resultantes estarían subestimadas.

Los objetivos de este estudio se concretan en: a) determinar si los niveles de mortalidad infantil correspondientes al período 1975-1998 han seguido un patrón estático, o bien ha habido cambios temporales, y b) establecer si ese patrón manifiesta diferencias según la categoría de población que se considere (tamaño demográfico) y el sexo del fallecido. Este análisis se complementa teniendo en cuenta la posible existencia de diferencias en cuando a la edad de fallecimiento y de las causas predominantes de defunción según su naturaleza endógena o exógena.

 

 

Resultados y discusión

a) Evolución temporal

Los valores absolutos correspondientes a los nacimientos y defunciones infantiles ocurridos en España desde el año 1975 se muestran en la Tabla 1, en la que también se incluyen las tasas de mortalidad infantil. Es de destacar que, a pesar de estar tratando un período reciente durante el cual el nivel socioeconómico de España era satisfactorio, sigue apreciándose desde 1975 hasta 1998 una clara tendencia decreciente de las tasas de mortalidad infantil, desde valores iniciales de 18,91 hasta los últimos, de 4,87 por mil nacidos vivos. Sin embargo la disminución no ha sido uniforme ya que se ralentiza en torno a 1988; es decir que en esa tendencia decreciente podrían distinguirse dos etapas: 1975-1988 y 1989-1998. Por lo tanto, el avance socioeconómico, higiénico y sanitario enfocado a la pediatría no había culminado por completo al principio del periodo estudiado. Los valores iniciales eran, sin embargo,  muy reducidos y próximos a los de otros países de nuestro entorno. Utilizando datos de 22 países europeos correspondientes a 1969-1971, Gutiérrez (1980) da para España valores próximos al promedio europeo (aproximadamente 25 por mil) similares a los de Austria e inferiores a los de Italia, Grecia y otros países del este (Polonia, Rumanía, Ex Yugoslavia). Cabe hacer la objeción de que una cierta falta de uniformidad a la hora de establecer los criterios de definición  de un nacido vivo, una muerte fetal y un nacido muerto pudiera repercutir en las diferencias entre poblaciones. Sin embargo, Höhn (1981) con información referente a varios países europeos, concluye que cuando el registro es completo, las divergencias estadísticas no pueden atribuirse a las diferencias en definición, ya que su influencia sobre la tasa de mortalidad infantil es despreciable.

 

AÑO

DEF

NAC

TMI

1975

12641

668596

18,91

1976

11590

676713

17,13

1977

10520

655525

16,05

1978

9715

635783

15,28

1979

8591

601470

14,28

1980

7048

570646

12,35

1981

6644

532601

12,47

1982

5822

515332

11,30

1983

5285

484873

10,90

1984

4670

472820

9,88

1985

4071

455937

8,93

1986

4038

437763

9,22

1987

3789

426399

8,89

1988

3371

418437

8,06

1989

3179

408024

7,79

1990

3050

401063

7,60

1991

2846

395652

7,19

1992

2798

396808

7,05

1993

2581

385718

6,69

1994

2239

369577

6,06

1995

1996

363467

5,49

1996

2008

361947

5,55

1997

1856

368361

5,04

1998

1774

364427

4,87

Tabla 1. Frecuencia absoluta de muertes infantiles (DEF) y nacidos vivos (NAC). Tasa de mortalidad infantil por años (TMI).

Table 1. Absolute frequency of infant deaths (DEF) and live births (NAC). Yearly infant mortality rate (TMI).

 

 En un estudio realizado en el norte de Suecia, años 1875-1975, Modrzewska (1984) afirma que la reducción secular de la mortalidad infantil se debe principalmente al descenso rápido de la tasa de mortalidad de niños entre 7 y 12 meses de edad. Las principales causas de muerte en este grupo se relacionan con infecciones víricas o bacterianas en condiciones de bajo estándar socio-económico y ausencia de cuidados médicos.  En este sentido, Zonta y Ulizzi (1996) señalan, a partir de datos para Italia, que desde los años ochenta las curvas que representan la mortalidad infantil desde el primer mes al mes y hasta el año se solapan, indicando que en nuestros días la mortalidad se concentra durante el  primer mes. Adicionalmente, en un estudio de  Astolfi et al. (2000) que se extendía entre los años 1930 a 1993, se observó que en ese país, la tasa de nacidos muertos también se redujo. Ello puede reflejar que en ambas tendencias decrecientes, además de otros factores, una menor edad de maternidad puede haber tenido alguna influencia.

 

b) Diferencias sexuales

Tanto los varones como las mujeres se han beneficiado de una progresiva reducción de los niveles de mortalidad infantil (Tabla 2), a pesar de lo cual, los valores masculinos se han mantenido por encima de los femeninos.

 

AÑO

DEF-M

DEF-F

DEF

NAC-M

NAC-F

NAC

TMI-M

TMI-F

1975

7219

5412

12631

345982

322614

668596

20,87

16,78

1976

6730

4851

11581

348870

327843

676713

19,29

14,80

1977

6066

4444

10510

338622

316903

655525

17,91

14,02

1978

5560

4146

9706

329400

306383

635783

16,88

13,53

1979

4931

3650

8581

310639

290831

601470

15,87

12,55

1980

4111

2928

7039

296018

274628

570646

13,89

10,66

1981

3870

2762

6632

277961

254640

532601

13,92

10,85

1982

3312

2498

5810

268447

246885

515332

12,34

10,12

1983

2986

2292

5278

251351

233522

484873

11,88

9,81

1984

2670

1987

4657

245815

227005

472820

10,86

8,75

1985

2347

1718

4065

236056

219881

455937

9,94

7,81

1986

2312

1701

4013

226418

211345

437763

10,21

8,05

1987

2213

1550

3763

221087

205312

426399

10,01

7,55

1988

1866

1478

3344

216459

201978

418437

8,62

7,32

1989

1795

1370

3165

211003

197021

408024

8,51

6,95

1990

1710

1332

3042

207294

193769

401063

8,25

6,87

1991

1612

1225

2837

204715

190937

395652

7,87

6,42

1992

1589

1204

2793

204776

192032

396808

7,76

6,27

1993

1468

1106

2574

199374

186344

385718

7,36

5,94

1994

1275

951

2226

190764

178813

369577

6,68

5,32

1995

1090

894

1984

187399

176068

363467

5,82

5,08

1996

1167

826

1993

186367

175580

361947

6,26

4,70

1997

1041

802

1843

189776

178585

368361

5,49

4,49

1998

976

774

1750

188602

175825

364427

5,17

4,40

Tabla 2.  Defunciones infantiles (DEF) y nacidos vivos (NAC) anuales por sexo (M: masculino, F: femenino). Tasas de mortalidad infantil (TMI) por sexo.  (En 205 casos no constaba el sexo del fallecido).

Table 2. Yearly infant deaths (DEF) and live births (NAC) per sex (M: males, F females). Infant mortality rates (TMI) per sex. (Sex unknown in 205 cases).

 

Las tasas de mortalidad infantil masculinas y femeninas se compararon mediante el test de Wilcoxon para muestras emparejadas, obteniéndose un valor de Z = - 4,2286 (p<0,001). En períodos más antiguos esta situación era frecuente. Así, Quesada y García (1999) indican, en un estudio realizado en Valdepeñas de Jaén, que en todos los periodos considerados los niños tienen mayor probabilidad de fallecer a o largo del primer mes de vida. Este exceso de mortalidad masculina era evidente hasta 1920; a partir de entonces se difumina. Hasta ese año incluso era detectable a la edad de un año. Más recientemente, Calot y Caselli (1989) indican para China una mayor mortalidad masculina durante el primer año de vida. Mientras que la  la supermotalidad femenina se ha limitado a edades reproductoras o juveniles (Tabutin 1978), un exceso de mortalidad masculina ha sido la norma en edades pre-reproductoras, principalmente durante el primer año de vida (Madrigal, 1992). Se ha postulado que pudieran existir diferencias sexuales en la resistencia a las enfermedades, o incluso en la exposición a la infección o acceso a tratamiento. La sensibilidad a las fluctuaciones económicas también puede haber dependido del sexo, aunque para edades tempranas, un efecto de blindaje a través de la protección materna debe haber existido en el pasado (Reher y Sanz-Gimeno, 2000).

Cambios en los niveles de supermortalidad masculina han conducido a que la proporción de sexos en el momento del nacimiento se mantenga casi inalterada hasta al menos el primer año de vida (Zonta et al.,1996).

 

c) Categorías de población

La Tabla 3 muestra la evolución de las tasas de mortalidad infantil por categoría de población, una vez excluido el año 1982 por la razones expuestas en material y métodos. Aunque las tasas de mortalidad infantil en cada categoría de población siguen la tendencia general decreciente comentada previamente (Tabla 1), se aprecia que la correspondiente a localidades mayores (>50.000 habitantes) se sitúa por encima de las otras dos. Para comparar los niveles de mortalidad según la categoría de población, se aplicó el test de Friedman para k muestras relacionadas, dando como resultado c2 (2)  = 31,65 ( p<0,001). Posteriormente las tres categorías se compararon por pares utilizando para ello el test de Wilxcoxon previamente mencionado. La categoría correspondiente a localidades de más de 50.000 residentes y capitales de provincia difieren significativamente de las otras dos grupos Z 1-3 = -4,167, p<0,001; Z 2-3 = -4,197, p<0,001) pero no éstos dos entre si (Z 1-2  = -0,730, p = 0,465).

Los anteriores resultados difieren de los de Wolansky (1984), quien para el período 1946-1978 encontró que,  hasta aproximadamente 1974, la mortalidad infantil en pueblos era superior a la de las ciudades. A partir de ese año las diferencias fueron como mucho de 0,7. También en la región de Marrakech (Marruecos), con  niveles de mortalidad infantil muy elevados, Baudot  (1989) señala, en la actualidad, mayores tasas en zona rural que en la urbana. En épocas pasadas parece que era usual la existencia de mayores tasas de mortalidad infantil en zonas urbanas que en las rurales debido a una mayor propensión a la extensión de epidemias y secundariamente, a mayores problemas de nutrición en medio urbano (Trapp et al.,1983). Según Guzman (1995), basándose en estadísticas de países latinoamericanos, las áreas rurales se incorporaron con retraso al descenso de la mortalidad infantil, siendo el descenso más acelerado en medio urbano que en el rural en países en los que el nivel de mortalidad era más elevado. Conforme va disminuyendo el nivel de mortalidad se hace más rápido la reducción en áreas rurales, incluso superando el ritmo experimentado por las urbanas.

 

 

DEFUNCIONES

NACIMIENTOS

TASAS

AÑO

1

2

3

1

2

3

1

2

3

1975

2165

2490

7976

153713

144581

370042

14,08

17,22

21,55

1976

1778

2215

7588

147053

158374

371285

12,09

13,99

20,44

1977

1523

2061

6926

141598

156424

357508

10,76

13,18

19,37

1978

1497

1908

6301

139334

166157

330648

10,74

11,48

19,06

1979

1281

1667

5633

135090

149642

316738

9,48

11,14

17,78

1980

1377

1411

4251

135007

141789

292436

10,20

9,95

14,54

1981

1276

1263

4093

118993

124567

289041

10,72

10,14

14,16

1983

996

1075

3207

114680

115768

254368

8,69

9,29

12,61

1984

961

840

2856

112274

110142

250374

8,56

7,63

11,41

1985

793

836

2436

109742

108527

237668

7,23

7,70

10,25

1986

879

862

2272

101918

107987

227550

8,62

7,98

9,98

1987

812

797

2154

99723

104603

222073

8,14

7,62

9,70

1988

726

752

1866

98629

106981

212824

7,36

7,03

8,77

1989

672

743

1750

95316

101261

211447

7,05

7,34

8,28

1990

632

670

1740

94519

101427

205127

6,69

6,61

8,48

1991

562

688

1587

89770

103322

202560

6,26

6,66

7,83

1992

605

667

1521

88631

103482

204695

6,83

6,45

7,43

1993

560

598

1416

88008

101976

195734

6,36

5,86

7,23

1994

447

569

1210

85414

98325

185838

5,23

5,79

6,51

1995

438

486

1060

84340

96688

182439

5,19

5,03

5,81

1996

463

494

1036

80765

97071

184111

5,73

5,09

5,63

1997

362

468

1013

81478

99064

187819

4,44

4,72

5,39

1998

351

424

975

80194

99148

185085

4,38

4,28

5,27

Tabla 3. Frecuencia absoluta, por años, de muertes infantiles y de nacidos vivos por categoría de población (1: <10.001, 2: 10.001-50.000 y 3: > 50.000 habitantes) y tasas de mortalidad infantil. Año 1982 excluido.

Table 3. Yearly absolute frequency of infant deaths and live births and infant mortality rates per category of population  (1: <10.001, 2: 10.001-50.000 y 3: > 50.000 inhabitants). Year 1982 excluded.

 

Por lo que se refiere a los resultados obtenidos para España, cabe preguntarse si parte de las diferencias observadas pudieran deberse a una cierta disparidad entre los municipios en los que  se registró el nacimiento y posterior fallecimiento. Suponiendo que algunos nacidos hubieran sido inscritos en el municipio donde tuvo lugar el parto, normalmente ciudades con centros hospitalarios, mientras que la defunción hubiera sido inscrita en la localidad de residencia de la familia (no necesariamente una ciudad), el resultado habría sido una subestima de las tasas de mortalidad infantil en localidades de más de 50.000 habitantes. De ser así, las tasas de mortalidad infantil correspondientes a este grupo de localidades serían, en realidad, incluso superiores a las obtenidas en la Tabla 3. El supuesto contrario, es decir la inscripción del parto en la localidad de residencia (en el caso frecuente de tratarse de un parto atendido en un centro hospitalario) y del fallecimiento en una ciudad parece más improbable.

 

 

EDAD

 

TOTAL

CATEGORÍA DE POBLACIÓN

HASTA 10.000

10.001-50.000

MÁS DE 50.000

N

%

N

%

N

%

0

80463

12534

58,26

15455

63,33

52474

73,11

1

8800

1947

9,05

1998

8,19

4855

6,76

2

6398

1556

7,23

1555

6,37

3287

4,58

3

5216

1277

5,94

1255

5,14

2684

3,74

4

3704

888

4,13

922

3,78

1894

2,64

5

2934

745

3,46

709

2,91

1480

2,06

6

2469

641

2,98

594

2,43

1234

1,72

7

2150

516

2,40

541

2,22

1093

1,52

8

1713

427

1,98

425

1,74

861

1,20

9

1494

401

1,86

352

1,44

741

1,03

10

1278

324

1,51

311

1,27

643

0,90

11

1067

257

1,19

285

1,17

525

0,73

TOTAL

117686

21513

100,00

24402

100,00

71771

100,00

Tabla 4. Frecuencia absoluta y relativa (%) de muertes infantiles por categoría de población y edad de defunción, en meses.

Table 4. Absolute and relative frequency (%) of infant deaths per category of population and age at death in months.

 

Se ha observado que en países desarrollados la reducción de la mortalidad infantil correspondiente al periodo neonatal inicialmente ha sido más lenta que la postneonatal, pero a partir de 1960 la situación se invirtió (Lantoine y Pressat, 1984). En el presente estudio interesa comprobar si la distribución por edades de defunción para menores de un año, es equivalente en una o en otra categoría poblacional. Esto se muestra en la Tabla 4, en la que se aprecia que la frecuencia, respecto al total de fallecidos en el período neonatal (primer mes de vida), es superior en medio urbano (73,11%) que en  localidades menores de 10,001 habitantes (58,26%). Las localidades de tamaño intermedio presentan una frecuencia también intermedia. Para intentar encontrar una explicación a estas diferencias, se tuvo en cuenta la distribución de las causas de fallecimiento durante el período neonatal en cada categoría de población. Considerando las 99 posibles causas de defunción agrupadas en 14 grupos, según su naturaleza (Clasificación Internacional de enfermedades, Organización Mundial de la Salud, 9ª revisión), el test de Friedman prueba la existencia de diferencias significativas (c2 (2) = 12,154,  p = 0,002).  Estas diferencias vienen dadas sobre todo al comparar las localidades de menos de 10.001 habitantes con las de más de 50.000, que serían las únicas que darían diferencias significativas al comparar por pares las categorías de población (Test de Wilcoxon Z = -2,271, p= 0,023).  Una  gran parte de estas diferencias se refieren a las causas endógenas (códigos 87 a 90): el  porcentaje de fallecidos por este grupo de causas fue de 86,08, 87,84 y 89,54 en cada categoría de población, respectivamente. El exceso de fallecimientos atribuidos a causas endógenas en medio urbano podría, en parte, explicar las diferencias observadas. Sin embargo, no se descarta que otros factores no considerados en este trabajo (por ejemplo, la existencia de bolsas de marginalidad en áreas industriales) pudiera haber desempeñado un papel.

Se concluye que la mortalidad infantil en España ha seguido una tendencia decreciente en los últimos años, más rápida durante los años 1975-88, equiparable a la de otras poblaciones de su entorno, situándose en 1998 en el 4,87 por cada mil nacimientos. Sin duda la mejora de las condiciones socioeconómicas y sanitarias ocurridas en las últimas décadas ha sido responsable de esa tendencia. Por lo que se refiere a la mortalidad diferencial por sexos, todavía puede apreciarse un ligero y progresivamente menor exceso de mortalidad masculina. Distinguiendo por tamaño demográfico de la población de residencia, se encuentran tasas ligeramente más elevadas en localidades de más de 50.000 habitantes o capitales de provincia, asociadas a una mayor proporción de mortalidad neonatal y causas endógenas de defunción y comparativamente, menores tasas de mortalidad postneonatal. Aunque el presente análisis no permite determinar de forma más específica a que podría atribuirse el contraste entre medios, no se descarta la actuación de otros factores no considerados aquí, tales como la existencia de bolsas de marginalidad en áreas industriales. Sería recomendable un posterior estudio en el que se desarrollara un análisis por provincias, teniendo, además, en cuenta todo un conjunto de variables socio-económicas y demográficas que pudieran ser indicativas de los determinantes del modelo de mortalidad infantil en cada medio.

 

 

Agradecimientos. Este trabajo ha sido subvencionado por el Ministerio de Ciencia y Tecnología de España, dentro del Programa Nacional de Promoción General del Conocimiento (referencia BOS2000-0566). Se dan las gracias a C. de Blas (INE) por su asesoramiento.

 

 

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