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
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.
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.
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.
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.
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.
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.
Astolfi P., Ulizzi
L. y Zonta L.A., 2000, Natural selection and reproductive behavior in Italy
1930-1993. Hum. Biol., 72, 349-357.
Baudot P.,1989,
Structure de la mortalité infantile dans la region de Marrakech (Maroc).
Population, 44, 936-945.
Bourgois-Pichat J., 1964, Évolution récente de la mortalité
infantile. Population, 19, 417-438.
Calot G. y Caselli
G., 1989, La mortalité en Chine d’après le recensement de
1982. Population, 4-5, 841-872.
CERCA,1990, Instituto Nacional de Estadística. Madrid.
Guzmán
J.M.,1995, Trends in socioeconomic differentials in infant mortality in
selected Latin American countries. En: Differential mortality. Methodological
issues and biosocial factors, editado por L. Ruzicka, G.Wunsch y P. Kane
(Oxford: Clarendon Press) p. 131.
Gutierrez H., 1980,
Mortalité infantile et variations mensuelles des décès de
moins d'un an. Pays d'Europe 1969-1971. Population, 35, 1186-1190.
Höhn C., 1981,
Les différences internationales de mortalité infantile: illusion
ou réalité. Population, 36, 791-816.
INE., 1975 a 1998,
Movimiento natural de la población Española. Instituto Nacional
de Estadística. Madrid.
Lantoine, C. y Pressat,
R., 1984, Nouveaux aspects de la mortalité infantile. Population, 39,
253-264
London A.S., 1993,
The impact of advances in Medicine on the biometric analysis of infant
mortality. Soc. Biol., 40, 260-282.
Madrigal L., 1992,
Differential sex mortality in a rural nineteenth-century population: Escazu,
Costa Rica. Hum. Biol., 64, 199-213.
Modrzewska K., 1984,
Perinatal and infant mortality in a North Swedish population, 1875-1975.
Biology and Society, 1, 70-74.
Nadot, M.R., 1971, Measure de la mortalité infantile.
Étude statistique de la méthode biomêtrique de M. Jean
Bourgeois-Pichat. Population, 26, 901-913.
Quesada
A. y García C.J., 1999, Mortalidad infantil en una
población andaluza: Valdepeñas de Jaén, 1841-1990. Rev.
Esp. Antrop. Biol., 20, 163-180.
Reher D.S. y Sanz-Gimeno A., 2000, Mortality and
economic development over the course of modernization: An analysis of short-run
fluctuations in Spain, 1850-1990. Pop. studies, 54, 135-152.
Trapp P.G., Mielke J.H., Jorde L.B. y Eriksson A.W.,
1983, Infant mortality patterns in Aland, Finland. Hum. Biol., 55, 131-149.
Wolanski N.,1984,
Fertility rate and mortality rate in human populations. Sep. Garcia de Orta,
Sér. Antropobiol. Lisboa, 3 (1-2), 11-14.
Tabutin D., 1978, La surmortalité fémenine en Europe
avant 1940. Population, 1, 121-148.
UNITED NATIONS,
2000, Infant and under-5 mortality.
En: Charting the progress of populations Economic and social affaires.
(New York: United Nations). p 39.
Zonta L.A., Astolfi P. y Ulizzi L., 1996, Early selection and sex
composition in Italy: A study at the regional level. Hum. Biol., 68, 415-426.
Zonta L.A. y Ulizzi L., 1996, Changes of sex composition with a
changing environment: an analysis of the Italian population. Coll. Antrop., 20,
29-36.