ARTIGO ARTICLE

Introdução

A estreita relação que a mortalidade infantil apresenta com os fatores sociais e econômicos é reconhecida há muito tempo e tem sido evidenciada em diversos estudos latino-americanos (Behm, 1980; Monteiro, 1982; Paim et al., 1987; Yunes, 1983). Em virtude da grande vulnerabilidade que as crianças com menos de um ano de idade apresentam em face das alterações ocorridas no ambiente social e econômico e das intervenções de saúde (Murray, 1988), a mortalidade nessa faixa etária é considerada como um indicador tanto da situação de saúde, quanto das condições de vida de uma população (Grant, 1992). Entretanto, estudos realizados em países em desenvolvimento têm demonstrado que essa vinculação deixou de ser tão evidente, visto que, apesar da crise econômica mundial observada a partir dos anos 80, não ocorreu uma reversão da tendência decrescente que esta mortalidade vinha exibindo (Ageitos et al., 1991).

Na América Latina, uma das conseqüências dessa crise foi o agravamento das desigualdades sociais. Todavia, em vários países verificou-se a manutenção e mesmo uma intensificação da queda que vinha sendo registrada nas taxas de mortalidade infantil (Silva & Duran, 1990). Esse panorama contribuiu para que as questões relativas às desigualdades em saúde passassem a ser privilegiadas na demonstração empírica dos diferenciais sócio-econômicos do processo saúde-doença e, por conseguinte, na identificação de grupos populacionais submetidos a riscos mais elevados (Breilh, 1990). Algumas organizações internacionais de saúde passaram a orientar os investigadores no sentido de dirigir seus esforços para a elaboração de novos métodos e técnicas que possibilitassem discriminar melhor a situação de saúde segundo as condições de vida (OPS, 1992; WHO, 1991).

Diante das dificuldades para operacionalizar o conceito de classe social, alguns autores têm se inclinado para o emprego de indicadores compostos por diferentes variáveis sócio-econômicas que permitem uma aproximação das condições materiais de existência de grupos humanos de uma sociedade (Castellanos, 1990). Outra abordagem empregada na apreensão dos processos envolvidos na determinação da doença na população tem sido aquela na qual as relações sociais também são entendidas como determinantes do padrão de ocupação do espaço de uma cidade. Assim, os indicadores tradicionais de saúde são estimados para áreas geográficas com menor nível de agregação, tendo como referência, ainda que nem sempre explicitada, a consideração de que o padrão espacial da cidade é definido pelas relações sociais decorrentes do modo de produção econômica (Santos, 1980), e que a evolução do espaço é concomitantemente uma condição e uma conseqüência da evolução de uma sociedade global (Santos, 1979).

Paim (1997) imputa às condições de vida de cada classe social o papel de mediação dos determinantes estruturais da saúde. Para operacionalizar esse conceito, utiliza indicadores sociais e econômicos selecionados, considerando que uma abordagem a partir dos distintos espaços da cidade, ocupados por diferentes grupos populacionais, permite uma aproximação da realidade, apesar da sua complexidade.

Embora seja bastante antigo o emprego da distribuição espacial para descrever a ocorrência da doença, em geral, essa abordagem restringia-se à comparação de diferenças internacionais e regionais, em que fatores ambientais/ climáticos eram apresentados como principais determinantes das desigualdades encontradas. Mais recentemente, essa estratégia vem sendo uma das mais utilizadas para analisar a influência de fatores demográficos, sócio-econômicos e de atenção à saúde na determinação e explicação da variação da mortalidade infantil (Gonçalo-Perez & Herrera-Leon, 1990; Lardelli et al., 1993; Zurriaga-Llorens et al., 1990).

No Brasil, esse tipo de enfoque revelou uma grande heterogeneidade na distribuição espacial dos óbitos de menores de um ano no Rio Grande do Sul (Victora et al., 1994), em Porto Alegre (Guimarães & Fischmann, 1986) e em São Paulo (Monteiro et. al., 1980; Yunes, 1983).

Também em Salvador, Bahia, em 1980, foi demonstrada uma acentuada desigualdade na ocorrência das mortes infantis quando distribuídas nas diferentes zonas de informação desse município (Paim et al., 1987), que se manteve entre os anos 1980-1988, apesar de os níveis desta mortalidade terem decrescido (Paim & Costa, 1993).

Considerando a complexidade e o dinamismo dos processos que envolvem a mortalidade infantil, faz-se necessário o seu contínuo acompanhamento, de modo que se possa dispor de informações que permitam a análise da situação de saúde no nível local e a adoção de medidas de controle pertinentes. Assim, o presente trabalho tem como objetivos descrever a evolução da mortalidade infantil em Salvador entre os anos de 1991 e 1997 e analisar a relação existente entre a distribuição espacial dessa mortalidade e as condições de vida da população do município em 1991 e 1994.

Metodologia

O estudo, do tipo ecológico e de base populacional, teve como menor unidade de análise as 75 zonas de informação (ZI) de Salvador, que correspondem a áreas da cidade definidas pela Companhia de Desenvolvimento da Região Metropolitana (CONDER) com base em critérios sócio-econômicos, de infra-estrutura físico-administrativa e de planejamento, compatibilizados com os setores censitários da Fundação Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE).

Foram utilizados os dados do Sistema de Informação de Mortalidade (SIM) contidos no CD-ROM produzido pelo Ministério da Saúde (MS, 1998). Todos os óbitos de maiores de um ano ou de idade ignorada que tiveram como causa básica as afecções originadas no período perinatal, foram, no presente estudo, considerados como sendo de menores de um ano, ocorridos no período neonatal.

Para análise da distribuição espacial, empregaram-se as Declarações de Óbito (DO) de residentes em Salvador, Bahia, dos anos de 1991 e 1994, arquivadas no Centro de Informações de Saúde da Secretaria de Saúde do Estado da Bahia (CIS/SESAB). Além do endereço habitual dos falecidos, para os menores de um ano, foram levantados dados como sexo, data do nascimento e de óbito, idade ao falecer e a causa básica já selecionada e codificada no CIS/SESAB. O endereço da residência habitual do falecido registrado em cada DO foi codificado e classificado por ZI. A descrição detalhada dos procedimentos desta classificação encontra-se publicada (Paim et al., 1987), diferindo apenas quanto às zonas 15 e 25, que foram agrupadas em virtude de mudanças nos setores censitários efetuadas pelo IBGE para o Censo de 1991 (IBGE, 1991), e às respectivas adaptações realizadas pela CONDER.

O estudo da relação entre a distribuição espacial da mortalidade infantil e alguns fatores sócio-econômicos foi feito apenas para 1991, porque somente para este ano dispunha-se de indicadores desta natureza para as ZI. Com este propósito, buscou-se uma aproximação das condições sócio-econômicas e de atenção à saúde das ZI por meio da distribuição das seguintes variáveis: proporção de indivíduos de 10 a 14 anos alfabetizados (educação); proporção de chefes de famílias em domicílios permanentes com rendimento médio mensal igual ou menor que dois salários mínimos (renda); proporção de domicílios com canalização interna ligados à rede geral de abastecimento de água (saneamento) e percentagem de casas em "aglomerado subnormal" em relação ao total de domicílios (favela). Todas essas variáveis são provenientes do IBGE, bem como do número de postos e centros de saúde e de leitos obstétricos por mil habitantes, fornecidos pelo CIS/ SESAB.

O acompanhamento da evolução da mortalidade foi realizado por intermédio da comparação da magnitude dos indicadores globais, de grupos e causas específicas e dos componentes neonatal e pós-neonatal nos anos investigados, e, também, com base na observação da variação da mortalidade infantil, tomando-se como referência os quartis constituídos por ZI que em 1980 foram classificados como de baixa, intermediária, elevada e muito elevada mortalidade infantil proporcional (MIP) (Paim et al., 1987). Após o cálculo do valor deste indicador para o ano de 1991 nesses mesmos quartis, estimou-se o percentual de variação da mortalidade no período, tendo como parâmetros os valores encontrados em estudo anterior (Paim & Costa, 1993) para os anos de 1980 e 1988.

A análise dos dados foi ainda efetuada valendo-se de uma agregação das ZI, que teve como eixo o índice de condições de vida (ICV) (Paim, 1987). Este é um indicador composto, cujo escore final resultou da pontuação por ZI nas variáveis renda, educação, saneamento e favela, já definidas anteriormente, e mais a RM/Q, que corresponde à razão entre o número médio de moradores por domicílio (moradores) e o número médio de cômodos servindo de dormitório (quarto) nas respectivas ZI.

A ordenação dos escores de cada ZI permitiu que estas fossem agrupadas em quatro estratos (quartis) constituídos por áreas relativamente homogêneas de condições de vida: elevada - escores de 18 a 60; intermediária - escores variando de 61 a 107; baixa - escores de 108 a 146; muito baixa - escores de 147 a 219. Optou-se pela estratificação em quartis porque, do ponto de vista estatístico, tomando-se a mediana como referência, mantém-se o equilíbrio da divisão na medida em que cada um dos grupos fica composto por 25% das observações. Para este trabalho, foram distribuídos nos respectivos estratos a população de menores de um ano, o número de óbitos totais e de menores de um ano, estimando-se a seguir os indicadores de mortalidade infantil estudados.

A análise das mortes infantis com base na variação da sua magnitude, considerando os quartis da MIP em 1980 e da sua relação com o ICV, foi inviabilizada para 1994 porque 460 (35,2%) DO de menores de um ano, daquele ano, não apresentaram o registro do endereço de residência do falecido (32,8%) ou este estava incompleto (2,4%).

A mortalidade infantil proporcional (MIP), o coeficiente de mortalidade infantil (CMI) e de seus componentes e a proporção de óbitos de menores de um ano por grupos de causas e causas específicas foram os indicadores de mortalidade empregados na análise dos dados. O estudo das mortes ocorridas em 1996 e 1997, por capítulos da Classificação Internacional de Doenças (CID), foi feita em separado dos demais anos porque a 10^a Revisão da CID foi adotada a partir de 1996, e modificações nesta poderiam interferir na tendência da mortalidade por causas, o que na realidade não corresponderia a uma alteração do padrão epidemiológico (Grassi & Laurenti, 1998).

Utilizou-se como denominador para o cálculo do CMI a população de menores de um ano fornecida pelo IBGE para os anos de 1991 e 1996; para os demais, foram feitas estimativas pelo método geométrico, valendo-se dos dados dos censos demográficos de 1980, 1991 e 1996. Fez-se essa opção em virtude de o Sistema de Informações de Nascidos Vivos (SINASC) só ter disponibilizado o número de nascidos vivos a partir de 1994, pela inexistência dessa informação por ZI, e também pela pouca confiabilidade das estimativas disponíveis sobre esse número para o Município de Salvador.

O processamento dos dados e a estimativa dos intervalos de confiança dos CMI dos estratos de condições de vida foram efetuados com o programa Epi-Info 6.0 (WHO, 1994). Para verificar a existência de associação entre as variáveis independentes selecionadas e os indicadores de mortalidade (MIP e CMI) das ZI, calculou-se o coeficiente de correlação de Spearman, utilizando-se o programa SPSS for Windows 9.0 (SPSS Incorporation, 1998).

Para o cálculo do coeficiente de correlação, foram excluídas algumas ZI cuja população com menos de um ano de idade era igual ou inferior a cem, a fim de evitar a instabilidade dos indicadores em virtude dos pequenos números envolvidos. Enquadraram-se nessa situação as ZI 3 (Ondina), 9 (Vitória/Campo Grande), 14 (Canela), 23 (Frederico Pontes/Petrobrás), 35 (Avenida Heitor Dias/Acesso Norte), 45 (CAB - Centro Administrativo da Bahia), 56 (Aeroporto/Praias do Flamengo/Stella Mares), 72 (Limite com a USIBA), 74 (Ilhas: Capeta, Bom Jesus dos Frades) e 76 (Ilha de Maré).

Resultados

Observa-se na Tabela 1 que, em Salvador, no ano de 1991, ocorreram 1.111 óbitos de menores de um ano, o que correspondeu ao CMI de 29,2 por mil menores de um ano e MIP de 10,2%. A proporção de óbitos neonatais (PON) foi praticamente a mesma da pós-neonatal (POPN), de 49,1% e 50,1%, respectivamente. Em 1992, houve um aumento da mortalidade infantil, expressa por todos os seus indicadores, inclusive no número absoluto de óbitos e em seus dois componentes. Em termos percentuais, essa elevação foi de 75% no CMI, 55,9% na MIP, 82% na PON e de 75% na POPN, quando comparados aos valores apresentados no ano anterior. Em que pese à redução dos níveis da mortalidade a partir de 1993, a sua magnitude manteve-se até 1996, sempre superior à observada em 1991, e somente em 1997, quando o CMI foi de 27,9% e a MIP de 8,2%, atingiu patamares inferiores ao do início desta série. Nota-se, ainda, que, apesar deste comportamento observado na mortalidade infantil entre 1992 e 1996, foi justamente a partir de 1992 que passou a haver um predomínio da mortalidade neonatal, de forma sempre crescente (a exceção do ano de 1996), de modo que, no ano de 1997, esse componente da mortalidade infantil já representava 67,5% dos óbitos de menores de um ano.

Quatro grupos de causas foram responsáveis por mais de 85% dos óbitos de menores de um ano, entre 1991 e 1995, por ordem de importância: afecções originadas no período perinatal, doenças infecciosas e parasitárias (DIP), doenças do aparelho respiratório (DAR) e anomalias congênitas. Em 1996 e 1997, de acordo com a CID 10, esses quatro grupos de causas de óbito contribuíram respectivamente com 88,7% e 90% de todas as mortes infantis; as anomalias congênitas ocuparam a terceira posição em 1996 e a segunda no ano seguinte, ocasião em que as DIP e as DAR passaram, respectivamente, para os terceiro e quarto lugares. Chama ainda a atenção o comportamento do número de óbitos por causas externas, que foi de apenas cinco em 1991, elevou-se para 17 e 23 nos dois anos posteriores e, a partir de então, até 1997, variou entre 10 e 12.

Quando se considera a participação de algumas causas específicas de óbitos por capítulo da CID, verifica-se que, em 1991, dos 247 óbitos de menores de um ano por DIP, 189 (76,5%) corresponderam às infecções intestinais mal definidas e 49 (19,8%), às septicemias. Em 1994 e 1997, esses valores foram respectivamente de 224 (77,8%) e 51 (60,0%) para as infecções intestinais mal definidas e de 52 (18,1%) e 23 (27,1%) para as septicemias. Entre os óbitos por DAR, 123 (80,9%), 158 (78,6%) e 53 (67,1%) foram causados por infecções respiratórias agudas, principalmente broncopneumonias, em cada um dos três anos; quanto aos óbitos por afecções originadas no período perinatal, observou-se que, em 1991, 98 (21,%), 94 (20,2%) e 44 (9,4%) deveram-se a, respectivamente, infecções específicas do recém-nascido, hipóxia intra-uterina e asfixia ao nascer, bem como aos transtornos relacionados a gestação de curta duração e peso baixo ao nascer de tipo não especificado. Em 1994, esses valores foram de 109 (13,7%), 99 (12,4%) e 91 (1,4%), enquanto, para 1997, foram de 114 (19%), 67 (11,2%) e 29 (4,8%), para cada uma das referidas causas.

No ano de 1991, não ocorreram óbitos de menores de um ano entre os residentes nas ZI 9 (Campo Grande/Vitória), 13 (Horto Florestal) e 21 (Itaigara). Nas demais, os valores eram elevados, com CMI atingindo até 60% de menores de um ano, como nas ZI 68 (Valéria) (66,0%) e 47 (Bonfim/Ribeira/M. Serrat) (60,3%). Em cerca de um terço das sessenta ZI com população de menores de um ano superior a cem, o valor desse indicador superou o da média da cidade (28,8%), e, em 40% destas ZI, a MIP ultrapassou 10%, chegando inclusive a representar 25% dos óbitos de menores de um ano na ZI 52 (Mata Escura), e 20% na 71 (Coutos).

Observou-se uma associação positiva, estatisticamente significante (p = 0,01), entre a MIP e renda baixa (r = 0,55), proporção de casas em favelas (r = 0,52) e número de centros e postos de saúde (r = 0,32). Observou-se ainda uma significante (p = 0,01) associação negativa com educação (r = -0,72), proporção de casas ligadas à rede de abastecimento de água (r = -0,40) e número de leitos obstétricos (r = -0,21), porém, com esta última, não houve significância estatística (p = 0,09). Já o CMI só se mostrou correlacionado com o número de leitos obstétricos (r = 0,30; p = 0,01) e com o número de centros e postos de saúde (r = 0,36; p = 0,003).

A análise da evolução da MIP segundo quartis, no período compreendido entre 1980 e 1991, revelou menor declínio no quartil de baixa MIP (-47,5%) e maior no de intermediária MIP (68,2%), a magnitude desta não diferindo em muito da redução apresentada pelos quartis de elevada e muito elevada MIP. No período compreendido entre 1988 e 1991, a menor redução (31,7%) também ocorreu no quartil de baixa MIP, e a seguir no de muito elevada MIP (39,2%); por outro lado, o maior declínio (-50,7%) foi apresentado pelo quartil de elevada MIP (Tabela 2).

Nos agregados constituídos com base no ICV, a proporção de óbitos neonatais foi de 55% no estrato de elevada condição de vida, reduzindo-se para menos de 50% nos demais e alcançando apenas 38,2% naquele de pior condição de vida. Por sua vez, a MIP mostrou-se sempre crescente do estrato de condição elevada (5,3%) para o de muito baixa (13,3%); porém, ao se tratar do risco de morte antes de completar um ano de idade, um crescimento linear uniforme só se deu a partir do estrato de intermediária (20,4 %) para o de muito baixa condição de vida (29,3%), já que no de ICV elevado encontrou-se o maior coeficiente de mortalidade infantil (31,3%) entre os quatro estratos (Tabela 3; Figura 1).

Com esse tipo de agregação, observou-se ainda que as afecções perinatais, as DIP, as DAR e as anomalias congênitas, nesta ordem, constituíram-se nos quatro principais grupos de causas de mortes de menores de um ano em todos os estratos, variando apenas quanto a sua magnitude, a qual, na maioria das vezes, foi maior naqueles agregados onde eram piores as condições de vida. Particularizando cada um desses grupos de causas, pode-se verificar que as afecções originadas no período perinatal representaram 44,1% dos óbitos infantis no estrato de condição elevada, sendo inferior a 37% nos demais. O maior risco de morrer por essas causas (13,8%) também foi apresentado pelo estrato de elevada, e o menor, no estrato de condições de vida intermediárias (7,5%). Praticamente, não houve diferença nos valores do coeficiente de mortalidade pelas infecções específicas do recém-nascido, hipóxia ao nascer, anóxia intra-uterina e transtornos relativos a gestação de curta duração e baixo peso ao nascer de tipo não especificado, entre os estratos de elevada (5,9%) e muito baixa (5,1%), como também entre os de intermediária (4,2%) e baixa (4,8%) condição de vida.

No que diz respeito às DIP, o menor e o maior riscos foram encontrados respectivamente nos estratos de intermediária (3,8%) e de muito baixa (7,7%) condição de vida, e os estratos de elevada e de baixa condição apresentaram para estas causas CMI do mesmo valor (5,6%). Do total desses óbitos em cada estrato, 95,0% e 97,4% foram causados por infecções intestinais mal definidas e septicemias nos estratos de elevada e baixa condição de vida, e de 100% nos de condição intermediária e muito baixa.

Para os óbitos decorrentes de doenças do aparelho respiratório, os riscos variaram pouco, sendo respectivamente de 3,4% e de 3,3% nos agregados de elevada e intermediária condição de vida, e de 4,5% e 4,7% nos de baixa e muito baixa condição. A proporção de óbitos por infecções respiratórias agudas (IRA) em cada um dos estratos de ICV variou de 79,1% do total de óbitos infantis por DAR do estrato de elevada a 69,8% no de muito baixa condição de vida, e o coeficiente de mortalidade cresceu de 2,5% para 3,3% do estrato de baixa para o de muito elevada condição vida. Quanto às mortes por anomalias congênitas, o maior risco (3,4%) ocorreu no estrato de elevada condição de vida (Tabela 3; Figura 2). Observou-se, ainda, que somente no estrato de elevado ICV não houve registro de óbitos de menores de um ano classificados como decorrentes de causas mal definidas. Essa distribuição dos indicadores em cada estrato manteve-se mesmo quando foram definidos estratos pelo cálculo de tercil e quintil dos escores do ICV.

Discussão

Os resultados deste estudo confirmam o declínio que vinha sendo observado na mortalidade infantil em Salvador (SESAB, 1995; Lima & Costa, 1999). Todavia, mostram também que essa queda não foi contínua e apresentou uma variabilidade muito grande. Entre 1991 e 1992, houve uma elevação da ordem de 75% no coeficiente de mortalidade infantil e de 55,5% na participação dos óbitos dos menores de um ano em relação ao total de óbitos de todas as idades. Observou-se, inclusive, que, entre 1992 e 1995, os níveis dessa mortalidade foram similares aos observados nos últimos anos da década de 80 (Lima & Costa, 1999). É grande a possibilidade de que esse aumento da mortalidade infantil tenha sido real, pois não há indícios de ter havido no período qualquer melhoria no sistema de informação de saúde no Estado da Bahia.

O emprego da população de menores de um ano, em vez do número de nascidos vivos, para o cálculo do coeficiente de mortalidade infantil, por um lado, favorece uma superestimação deste indicador, e, por outro, dificulta a sua comparação com os de outros locais onde esse procedimento não foi adotado. Contudo, considerando que a população de menores de um ano é próxima à de nascidos vivos, e que ainda há algum sub-registro de óbitos de menores de um ano no município em estudo, certamente não se estará incorrendo em um erro muito grande ao se afirmar que o risco de morte de menores de um ano em Salvador ainda pode ser considerado elevado se confrontado com os apresentados em países desenvolvidos (WHO, 1993), e mesmo com os de regiões mais desenvolvidas do Brasil (SES-RS, 1993).

Além da acentuada redução que vem ocorrendo na mortalidade infantil, é clara a modificação do padrão da distribuição dos óbitos por grupos de causas, particularmente a partir de 1981, quando as afecções originadas no período perinatal passaram a predominar, possivelmente em decorrência da redução dos óbitos por doenças infecciosas e parasitárias e por doenças do aparelho respiratório (SESAB, 1991). Tais fatos podem estar refletindo a influência da adoção de algumas medidas de atenção à saúde, como o programa de controle das infecções respiratórias agudas, a terapia de reidratação oral e o incentivo à amamentação, entre outros, conforme já assinalados em estudo anterior (Paim & Costa, 1993). Porém, a redução da mortalidade, sem que haja uma melhoria das condições de vida da população, está sujeita a sofrer uma reversão toda vez que o sistema de saúde não atender adequadamente às necessidades e/ou deteriorarem-se ainda mais as condições de vida. É o que pode ter ocorrido em 1992, pois o país sofreu uma acentuada queda do Produto Interno Bruto (PIB), da ordem de 4% em 1990 e de 6,87% entre abril de 1990 e março de 1991 (Anuário Delta Universal, 1992). No Estado da Bahia, a variação do PIB foi de -1,5% (SEI, 1999), podendo essa recessão ter comprometido as condições sócio-econômicas da população.

No caso em questão, além da ascensão dos níveis da mortalidade infantil quando comparados aos já apresentados em 1990 (Lima & Costa, 1999) e 1991, observou-se que tanto as causas perinatais, como as doenças infecciosas e parasitárias e do aparelho respiratório, contribuíram para a inversão observada na tendência dessa mortalidade em 1992, o que é sugestivo da instabilidade em que se encontra a situação de saúde infantil e das condições de vida da população.

A constatação de que, além dos óbitos por DIP, a maioria daqueles por DAR tinha origem infecciosa, e de que, entre as causas de mortes perinatais, encontram-se várias outras que poderiam não ter ocorrido, caso houvesse adequada cobertura e qualidade da assistência ao pré-natal, ao parto e ao recém-nascido, permite afirmar que a persistência das mortes por causas evitáveis no nosso meio é uma realidade. Se forem considerados apenas os óbitos por doenças infecciosas intestinais, septicemias e infecções específicas do recém-nascido, hipóxia intra-uterina, asfixia ao nascer e transtornos relacionados a gestação de curta duração e baixo peso ao nascer, verifica-se que o número de óbitos infantis em Salvador ainda poderia ser reduzido em pelo menos mais um terço, mesmo em 1997, quando o nível da mortalidade infantil já era o mais baixo desta década.

Como já observado em anos anteriores (Paim et al., 1987; Paim & Costa, 1993), houve uma distribuição bastante desigual dos óbitos dos menores de um ano no espaço geográfico do município em 1991. As áreas com ausência ou baixa freqüência dessas mortes estão localizadas mais para o sul e ao leste da cidade e corresponderam às zonas nas quais os indicadores sócio-econômicos mostraram-se mais favoráveis. Outras áreas, detentoras de elevados índices de mortalidade infantil, são ocupadas principalmente por uma população menos favorecida e se situam nas zonas mais centrais, periféricas e do sentido norte da cidade. Em geral, os coeficientes de mortalidade infantil nestas áreas eram iguais ou muito próximos daqueles observados em alguns países pobres da África, como a Argélia e a Namíbia em 1992 (UNICEF, 1994).

Diferentemente do que foi demonstrado em outro estudo da mortalidade infantil nesse mesmo município em 1980 (Paim et al., 1987), a associação da MIP com a renda, em 1991, foi mais fraca do que a encontrada para a educação, apontando para as modificações que podem ocorrer na dinâmica dos fatores que medeiam a mortalidade em conjunturas diversas. É possível que a inexistência ou pouca associação das variáveis independentes estudadas com o coeficiente de mortalidade infantil deva-se a uma maior sensibilidade do coeficiente de correlação e à natureza das unidades de medida envolvidas na construção desses indicadores. A MIP reflete a posição das mortes infantis em relação ao total de mortes, logo apenas os óbitos estão influenciando. Já no coeficiente de mortalidade infantil, cujo valor aproxima-se do risco de morrer antes de completar um ano de idade, além dos óbitos, há também a influência do tamanho e do grau de homogeneidade da população menor de um ano.

A distribuição espacial dos leitos obstétricos também favoreceu as áreas de melhores condições de vida, podendo a alta cobertura (98,5%) de partos hospitalares observada no município (Barros et al., 1993) ter contribuído para a fraca associação negativa desses recursos com a MIP. Por outro lado, a contraditória associação positiva com o número de centro e postos de saúde pode ter sido decorrente tanto do fato de estas unidades estarem localizadas nas áreas mais pobres da cidade, que também são as de maior mortalidade infantil, como de uma cobertura insuficiente e/ou baixa utilização e resolutividade dos serviços prestados por essas unidades de saúde. Em apoio parcial a esta hipótese, tem-se a informação de que em um Distrito Sanitário de Salvador, em 1992, a taxa global de utilização de serviços de saúde pela população foi de apenas 12,5%, e que os serviços públicos desse Distrito foram responsáveis por somente 25,9% do total de atendimentos (Vieira-da-Silva et al., 1995).

O quadro observado no agregado de elevada condição de vida apresenta algumas contradições que merecem ser discutidas, como, por exemplo, a magnitude superior à dos demais estratos do risco da mortalidade infantil global e do risco de morte por DIP igual ao verificado no estrato de baixa condição de vida. Esse perfil, em parte, pode ser resultante apenas de um artefato numérico, hipótese que se fundamenta na pequena precisão apresentada pelo CMI neste estrato e que, possivelmente, deve-se ao menor substrato encontrado para atuação do risco da mortalidade infantil (a população menor de um ano era, neste estrato, cerca de duas a quase quatro vezes menor que a dos demais). Além disso, deve ser salientado que todas as crianças menores de um ano, denominador utilizado no cálculo do CMI, encontram-se distribuídas nos respectivos estratos, enquanto no numerador deixou de ser incluído um certo número de óbitos de menores de um ano, por não ter sido possível classificá-los por ZI. Como é maior a probabilidade de que esses óbitos tenham sido de residentes em áreas mais pobres, isto significa que o risco de morte infantil dos estratos de piores condições de vida pode estar apresentando um maior grau de subestimação que aqueles de melhores condições sócio-econômicas. A migração de óbitos (registro de óbitos de recém-nascidos de mães residentes em áreas mais pobres no estrato de elevada condição de vida) e a provável existência de um maior sub-registro de óbitos nos estratos de mais baixas condições de vida, principalmente daquelas crianças consideradas como natimortas, embora tenham sobrevivido por alguns segundos, também são suposições plausíveis.

Além dos aspectos referentes à qualidade e à quantidade da informação, pode-se ainda atribuir esses achados à diferença da qualidade da assistência oferecida pelos serviços de saúde ao parto e aos recém-nascidos de mães pertencentes ao estrato de elevada condição de vida. Parte dos reflexos dessa diferença poderia também se fazer sentir no menor sub-registro, além do melhor diagnóstico da causa do óbito.

Por fim, não se deve deixar de referir mais um fator que pode ter influenciado nos resultados. É o fato de o ICV ter sido construído com base em valores médios de alguns indicadores sócio-econômicos, estando, portanto, sujeito às mesmas restrições que este tipo de medida (médias). Desse modo, a heterogeneidade no interior da própria zona de informação, aliada às diferenças entre cada uma delas que compõem o respectivo estrato, pode estar ajudando a conformar esse quadro, tendo em vista que principalmente o estrato de elevada condição de vida admitiu, na sua composição, a inclusão de zonas de informação como a 29 (Beiru/Cabula), 15/25 (Centro Histórico/Nazaré), 20 (Brotas), 33 (Caixa d'Água) e 38 (Calçada/Mares/ Roma/Boa Viagem), que apresentaram um número de óbitos infantis bastante superior ao das demais ZI componentes deste agregado e/ ou indicadores sócio-econômicos que, isoladamente, eram mais desfavoráveis (Tabela 4).

Vale salientar que, por se tratar de uma análise de agregados, este estudo está sujeito às limitações de certa forma já apontadas anteriormente, tais como a hetrogeneidade intra-agregados, a mobilidade intergrupos, a dependência da escala utilizada, entre outras, que, de acordo com a epidemiologia, constituem-se em sérios impedimentos para a inferência causal. Todavia, não é demais esclarecer não ter sido este o propósito do presente trabalho, mas, sim, oferecer subsídios para o planejamento e a avaliação da oferta de serviços e para monitorar as condições de saúde infantil.

Assim, em que pese às restrições apresentadas, o estudo da mortalidade infantil considerando-se sua distribuição no espaço geográfico entendido como produto de transformações exercidas pelo homem (Santos, 1979) não só permitiu a identificação de áreas da cidade onde residem grupos submetidos a um maior risco, como também contribuiu para evidenciar a manutenção das desigualdades sociais. A constatação de que, apesar da redução observada nos níveis desse tipo de mortalidade, mantêm-se acentuados diferenciais entre os diversos segmentos populacionais é sugestiva de que os processos sociais que comprometem as condições de vida desempenham um papel decisivo na determinação da mortalidade infantil.

Agradecimentos

Trabalho realizado com apoio da Organização Pan-Americana de Saúde (OPAS)/Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq) (processo 521.820/93-6, acordo OPAS/CNPq DRC/ RPD/63/5/12) na primeira etapa e do CNPq na segunda etapa (processo 520997/95-6 NV, com vigência de 1/8/97 a 31/7/99).

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