5. mortalitate manual

Constana Mihescu - Demografie. Concepte i metode de analiz

Capitolul 6. Mortalitatea populaiei - analiz transversal

Fenomenul demografic cunoscut sub denumirea de mortalitate reprezint masa deceselor survenite n cadrul populaiei ntr-o anumit perioad de timp (de obicei, un an calendaristic). Evenimentul demografic care face obiectul nregistrrii este decesul definit ca ncetarea definitiv a funciilor vitale dup trecerea unei anumite perioade de la natere. Sistemul informaional statistic, mbinnd nregistrarea curent a deceselor cu unele anchete demografice, folosind un evantai de caracteristici social-economice i demografice, permite caracterizarea multilateral a fenomenului de mortalitate.

6.1. Mortalitatea populaiei. Noiuni generale

Imaginea cea mai general a intensitii mortalitii este redat prin intermediul ratei generale a mortalitii, determinate pe baza relaiei:

1000PM

mg = (6.1) n care: mg = rata general a mortalitii; M = efectivul persoanelor care au decedat n cursul perioadei;

P = efectivul mediu al populaiei n perioada analizat. Fiind exprimat n promile, rata general a mortalitii indic numrul de decese la 1.000 locuitori. Precizam anterior c de obicei, intensitatea mortalitii se stabilete pentru perioada fiecrui an calendaristic. n aceast situaie, numrul persoanelor care au decedat n cursul anului se compar cu efectivul mediu anual al populaiei la data de 1 iulie (care estimeaz efectivul mediu anual, n ipoteza evoluiei populaiei n progresie aritmetic). Caracterizarea unor aspecte analitice ale fenomenului mortalitii, n special a celor legate de sezonalitatea acestuia, impun stabilirea unor indicatori de intensitate, pe perioade mai mici, dect anul calendaristic (lun, trimestru sau semestru). n scopul asigurrii comparabilitii ratelor de mortalitate lunare, trimestriale sau semestriale, cu rata anual a mortalitii, se stabilete, n prealabil, densitatea medie anual a deceselor prin multiplicarea numrtorului acestora cu raportul dintre durata calendaristic a anului i durata calendaristic a perioadei pentru care se stabilete intensitatea mortalitii. Astfel, n cazul ratei lunare a mortalitii, efectivul deceselor din luna respectiv se nmulete cu 12, dup cum, dac vrem s stabilim rata mortalitii pe un trimestru, numrul deceselor se nmulete cu 4.

1


n privina efectivului mediu al populaiei cu care se compar densitatea anual a deceselor, n cazul imposibilitii determinrii acestuia pentru fiecare perioad, se utilizeaz efectivul populaiei stabilit pentru data de 1 ianuarie, dac mortalitatea vizeaz primele 6 luni ale anului i efectivul populaiei la 1 iulie, pentru ultimele 6 luni ale anului calendaristic. Adoptnd acest soluie, se face o uoar supraestimare a mortalitii n intervalul ianuarie iunie, n situaia n care efectivul populaiei n cursul anului nregistreaz o tendin de cretere. Rednd imaginea global a mortalitii populaiei, rata general nu sugereaz nimic n legtur cu repartiia deceselor i intensitatea mortalitii pe vrste sau pe generaii. Acest indicator permite un prim contact cu evaluarea mortalitii n cadrul colectivitii analizate. Simplitatea calculului, precum i existena informaiilor despre fenomen n toate rile n care este organizat nregistrarea deceselor ntr-un sistem cu minimum de pretenii, determin utilizarea ratei generale a mortalitii n comparaiile internaionale ct i n aprecierea, ntr-o prim etap, a tendinei de evoluie a fenomenului. Studiul mortalitii populaiei se aprofundeaz prin analiza particularitilor de manifestare a acesteia, n cadrul diverselor subcolectiviti specifice. Principalele aspecte care sunt urmrite n analiza transversal a mortalitii populaiei sunt: - mortalitatea specific pe sexe i vrste; - mortalitatea pe medii, n profil teritorial i pe categorii socio-economice ale populaiei; - mortalitatea pe cauze de deces; - sezonalitatea mortalitii.

6.2. Mortalitatea specific pe sexe i vrste Sexul i vrsta sunt dou dintre caracterisicile fundamentale n funcie de care se analizeaz fenomenele demografice. Repartiia deceselor pe sexe i vrste permite studierea intensitii mortalitii, prin intermediul ratei specifice. Ratele specifice de mortalitate pe sexe i vrste aduc un plus considerabil la descrierea analitic a fenomenului, la desprinderea unor legiti i forme specifice de manifestare. Teoretic, stabilirea ratei specifice de mortalitate utilizeaz procedeul adoptat n cazul ratei generale, acest indicator fiind tot o mrime relativ de intensitate. Masa deceselor nregistrate n cursul perioadei, repartizate pe sexe i vrste, sau grupe de vrst, se compar cu efectivele medii de populaie, structurate dup aceleai caracteristici, rezultatele exprimndu-se, de asemenea, n promile. Mortalitatea pe sexe. Una dintre primele legiti descoperite n demografie a fost legat de constatarea intensitii mai ridicate a mortalitii n cadrul populaiei de sex masculin, comparativ cu cea de sex feminin. Determinarea intensitii mortalitii specifice pe sexe se face prin raportarea masei deceselor nregistrate n rndul persoanelor de sex masculin, respectiv feminin, ntr-o anumit perioad de timp, la efectivul mediu al persoanelor aparinnd fiecrui sex. Astfel:

2


1000=Pm m

mm

M (6.2)

i

1000=Pm f

ff

M

n care indicele m i f simbolizeaz sexul masculin, respectiv sexul feminin; restul notaiilor i pstreaz semnificaia anterioar. Fenomenul de supramortalitate masculin, prezent n cadrul tuturor categoriilor de vrst, se constat din raportul celor dou rate specifice ale mortalitii. n anul 2002, n cadrul rii noastre, mortalitatea specific pe sexe a fost urmtoarea: mm = 13,58 mF = 11,23 Se poate constata faptul c rata mortalitii pentru populaia de sex masculin este mai ridicat dect rata mortalitii specific populaiei de sex feminin. Raportul celor dou rate specifice evideniaz clar supramortalitatea masculin:

= %9,120209,123,1158,13 sau

Rata general a mortalitii se ncadreaz n limitele celor dou rate specifice. De altfel, se poate stabili o relaie ntre rata general i rata specific de mortalitate, cu ajutorul creia se determin contribuia intensitii mortalitii fiecrui sex i a structurii populaiei pe sexe la formarea ratei generale a mortalitii:

KmKmm ffmmff

fm

m

mfmg P

PPM

PP

PM

PMM

PM +=+=+== (6.3)

n care: Km i Kf reprezint ponderea populaiei masculine, respectiv feminine, n totalul populaiei. Relaia confirm faptul c intensitatea mortalitii generale este n funcie de intensitatea mortalitii pe sexe, dar i de structura pe sexe a populaiei. n cazul nostru, innd seama i de structura populaiei pe sexe, contribuia celor dou sexe la formarea ratei generale a mortalitii se stabilete astfel:

38,1275,563,6512,023,11488,058,13 =+=+=+= kmkmm ffmmg 12,4 Aceast relaie de calcul este util ndeosebi cnd se analizeaz modificarea ratei generale a mortalitii de la o perioad la alta. Dinamica ratei generale a mortalitii i stabilirea influenei factorilor amintii anterior asupra acesteia folosete metoda substituiei n lan:

KmKmKmKm

mmI

ffmm

ffmm

g

g

mg 0000

1111

0

1

0/1 ++== (6.4)

Influena modificrii intensitii mortalitii specifice pe sexe asupra dinamicii ratei generale a mortalitii se stabilete astfel:

KmKmKmKmI 1

f0f

1m

0m

1f

1f

1m

1m;mm

mgfm

0/1 ++= (6.5)

3


iar influena modificrii structurii pe sexe asupra dinamicii ratei generale de mortalitate se determin pe baza relaiei:

KmKmKmKmI 0

f0f

0m

0m

1f

0f

1m

0m;KK

mgfm

0/1 ++= (6.6)

Se poate verifica uor c produsul celor doi indici pariali este egal cu indicele ratei generale a mortalitii. Fenomenul de supramortalitate masculin nu este uniform n cadrul tuturor categoriilor de vrst. n general, s-a constatat c supramortalitatea masculin crete paralel cu vrsta pn la grupa 20 24 ani, dup care nregistreaz o tendin de scdere, rmnnd totui prezent pn la vrstele cele mai naintate. Vrsta este una din caracteristicile demografice de care nu se poate face abstracie n analiza intensitii fenomenului de mortalitate. Ca urmare, este necesar s se stabileasc indicatori i metode de analiz care s releve particularitile de manifestare a fenomenului n funcie de vrst. Colectivitile de decedai, precum i colectivitatea populaiei din care se recruteaz decesele se urmresc structurate pe vrste sau grupe de vrst, n funcie de scopul analizei. Rata specific de mortalitate a populaiei la vrsta x se determin pe baza relaiei:

1000=x

xx P

Mm (6.7) Se calculeaz astfel, prin intermediul acestui indicator, numrul de decese la 1.000 locuitori, care mpliniser vrsta x ani, n cursul anului calendaristic n care s-a efectuat observarea fenomenului. Este recomandabil ca analiza mortalitii specifice pe vrste s fie combinat cu analiza fenomenului pe sexe. ntre intensitatea mortalitii specifice pe vrste i intensitatea mortalitii generale exist o legtur direct. De altfel, rata general a mortalitii este o medie aritmetic ponderat a ratelor specifice, ponderea fiind reprezentat de efectivul populaiei fiecrei vrste. Aceast afirmaie se demonstreaz astfel:

=

=== wx

x

w

xx

g

P

MPMm

0

0 (6.8)

Din formula de calcul a ratei specifice de mortalitate se deduce:

PmM xxx = nlocuind, n relaia de calcul a ratei generale de mortalitate, masa deceselor la vrsta x prin expresia anterioar, se obine:

4


==

= == wx

xxw

xx

w

xxx

g KmP

Pmm

0

0

0

=

= wx

x

xx

PPK0

, n care (6.9)

Faptul c rata general de mortalitate este o medie ponderat a ratelor specifice permite identificarea, ntr-o prim faz, a factorilor calitativi i cantitativi structurali, care determin dinamica mortalitii populaiei de la o perioad la alta, utiliznd conceptele teoriei indicilor statistici. Totodat, atrage atenia asupra rezervelor pe care trebuie s le avem n situaiile cnd facem apel la rata general a mortalitii, n compararea intensitii fenomenului n cadrul a dou colectiviti diferite. Utilizarea ratei generale de mortalitate, fr o analiz detaliat a fenomenului, poate s duc la concluzii eronate nu numai n cazul analizei dinamicii mortalitii, ci i n cazul cnd comparm mortalitatea populaiei n cadrul a dou colectiviti diferite. Problema prezint o mare importan, deoarece indicatorul mortalitii este utilizat uneori ca element de referin, n compararea nivelului de dezvoltare a diverselor regiuni i ri. Pe de alt parte, compararea intensitii mortalitii n cadrul a dou colectiviti diferite, folosind ratele specifice de mortalitate, este foarte dificil, datorit numrului mare de niveluri care trebuie comparate. De aceea, s-a cutat s se stabileasc un indicator care s beneficieze de puterea de sintetizare a ratei generale a mortalitii, dar care s elimine inconvenientele legate de structura diferit n funcie de vrst. Un asemenea indicator este cunoscut n demografie sub denumirea de rata standardizat a mortalitii.

6. 3. Metode de standardizare a ratelor de mortalitate S presupunem c avem de comparat intensitatea mortalitii n cadrul a dou colectiviti (PA i PB) ntr-o anumit perioad de timp, cunoscnd att efectivele de populaie pe vrste ct i intensitatea specific a mortalitii.

B

Rata general de mortalitate, pentru fiecare colectivitate, se deduce din relaiile:

, =

= w0x

Ax

Ax

Ag Kmm

=

= w0x

x

xx

PPKn care: (6.10)

=

= w0x

Bx

Bx

Bg Kmm

Se poate constata c rata general de mortalitate depinde de un factor calitativ propriu, mortalitatea specific pe vrste (m ), dar i de un factor structural (Kx x),care, de fapt, este un element extern pentru fenomenul pe care l analizm. Scopul urmrit prin aplicarea metodelor de standardizare a mortalitii const tocmai n eliminarea influenei unor structuri dup vrste diferite, pentru populaiile colectivitilor comparate.

5


Se cunosc dou metode de standardizare: - metoda direct (metoda populaiei standard); - metoda indirect (metoda mortalitii standard). Metoda direct, cunoscut i sub denumirea de metoda populaiei standard, ine cont de cei doi factori care intervin n formarea ratei generale de mortalitate, nlocuind structurile pe vrste, specifice colectivitilor comparate, cu structura unei populaii neutre (structura standard). n practic, se obinuiete s se foloseasc drept structur neutr structura pe vrste a populaiei Suediei1, n cazul comparrii nivelului mortalitii populaiei din diverse ri, sau structura pe vrste a populaiei rii, cnd comparm mortalitatea pe judee. n aceast accepiune, ratele generale de mortalitate standardizate, pentru cele dou colectiviti, se determin astfel:

=

= w0x

.stx

Axg KmmA

.st

(6.11) =

= w0x

.stx

Bxg KmmB

.st

n care: Kst. = structura pe vrste a populaiei neutre (standard). Folosind aceeai structur dup vrst, cele dou rate generale de mortalitate sunt comparabile. Cu toate acestea, nu trebuie subestimat importana pe care o prezint opiunea pentru o anumit structur standard. Se demonstreaz c prin utilizarea unor structuri standard diferite, concluziile privind intensitatea mortalitii n rndul celor dou colectiviti comparate se pot modifica radical. Datorit acestui fapt, n cazul n care compararea nivelului mortalitii se limiteaz la un numr de dou colectiviti, este recomandabil ca, drept structur standard, s se foloseasc structura pe vrste specific uneia dintre colectivitile comparate:

=

= w0x

.Ax

Axg KmmA

.st =

= w0x

.Bx

Axg KmmA

.st

sau

(6.12) =

= w0x

.Ax

Bxg KmmB

.st =

= w0x

.Bx

Bxg KmmB

.st

Adoptarea unei asemenea soluii este util mai ales n cazul n care una dintre colectiviti este redus din punct de vedere numeric, iar stabilirea intensitii mortalitii pe vrste este nesemnificativ. n plus, se reduce i volumul de calcule necesare stabilirii ratelor standardizate de mortalitate, deoarece una dintre acestea este reprezentat de nsi mortalitatea general nestandardizat. Metoda indirect sau metoda mortalitii standard, urmrete s stabileasc, ntr-o prim etap, msura n care structurile diferite n funcie de vrst, caracteristice colectivitilor comparate, influeneaz rata mortalitii generale.

1 Se opteaz pentru folosirea structurii pe vrste a populaiei Suediei pentru considerentul c aceast ar a fost mai puin afectat de rzboaie, procesul de mbtrnire demografic a populaiei este relativ ncheiat, iar structura pe vrste manifest o relativ stabilitate n timp.

6


De data aceasta, elementul comun n stabilirea ratei standardizate de mortalitate se constituie din ratele specifice de mortalitate, extrase dintr-o populaie neutr, sau caracteristic uneia dintre colectivitile comparate. Astfel:

(6.13) =

= w0x

.Ax

.stxg KmmA

.st =

= w0x

Bx

.stxg KmmB

..st

n cazul folosirii drept mortalitate standard a ratelor specifice uneia dintre colectivitile comparate:

=

= w

x

Ax

B

xg KmmAst

0

.=

= w0x

.Ax

Axg KmmA

.st

sau

(6.14) =

= w0x

Bx

Axg KmmB

..st =

= w0x

Bx

Bxg KmmB

..st

Oricare ar fi soluia adoptat, ratele generale de mortalitate, standardizate prin metoda indirect, au sens numai n urma comparrii cu ratele generale de mortalitate nestandardizate:

Km

Km

mm

Ax

w

0x

.stx

w

0x

Ax

Ax

g

Ag

A A .st

=

=== i (6.15)

Km

Km

mm

Bx

w

0x

.stx

w

0x

Bx

Bx

g

Bg

B B .st

=

===

Comparaia se face pe baza valorii celor dou rapoarte. Se poate afirma c mortalitatea populaiei este mai ridicat n cadrul acelei colectiviti pentru care valoarea raportului este mai mare. n practic se utilizeaz, n special, metoda direct de standardizare. Metoda indirect se aplic n cazurile cnd, pentru populaiile comparate, nu se cunosc ratele specifice de mortalitate pe vrste. Metodele de standardizare a mortalitii populaiei pot fi urmrite pe baza urmtorului exemplu convenional n care, pentru reducerea volumului de calcule, colectivitile A i B au fost structurate n trei grupe de vrst. Datele din tabelul 6.1 indic faptul c rata general a mortalitii n colectivitatea A (13,626) este mai mare dect rata general a mortalitii n colectivitatea B (10,702). Concluzia pare paradoxal deoarece, urmrind ratele specifice de mortalitate se poate constata c, la toate grupele de vrst, mortalitatea este mai redus n colectivitatea A comparativ cu colectivitatea B. Totodat ns, se observ faptul c, dac n colectivitatea B, efectivul populaiei din primele dou grupe de vrst (caracterizate prin rate ale mortalitii relativ reduse) deine 83% din totalul populaiei, n colectivitatea A populaia n vrst de pn la 60 ani are o pondere de numai 75% din efectivul total.

7


Ponderea ridicat a populaiei vrstnice, cu rate de mortalitate net superioare celorlalte grupe de vrst, explic deci nivelul mai ridicat al ratei generale de mortalitate n colectivitatea A.

Tabelul 6.1 Rata mortalitii

() Structura

populaiei BxmGrup

a de vrst

Axm

Bxm

Axm

.stxm

.stxm

Bxm

.stxm Axk

Bxk

.stxk

Axk

BxkAxk

Bxk

.stxk

Axm .stxk

0-19 2,3 2,6 2,5 0,29 0,35 0,33 0,667 0,910 0,759 0,85 0,725 0,875 20-59 2,9 3,4 3,3 0,46 0,48 0,53 1,334 1,632 1,537 1,80 1,518 1,584

60 ani+

46,5 48 48,7 0,25 0,17 0,14 11,62 8,160 6,510 6,72 12,17 8,279

Total - - - 1,0 1,0 1,0 13,63 10,70 8,81 9,38 14,42 10,74 Folosind n determinarea ratei generale de mortalitate structura pe vrste a populaiei standard (metoda direct), nivelul mortalitii n cadrul celor dou colectiviti devine comparabil, eliminndu-se influena factorului extern de esena fenomenului:

sau 8,806 008806,0A Kmm .stxw

0x

Axg

.st == =

sau 9,380 00938,0Bw

0x

.stx

Bxg Kmm

.st == =

De data aceasta, concluzia care se desprinde este corect, fiind evident faptul c mortalitatea este mai intens n colectivitatea B dect n colectivitatea A (9,38 > 8,806). Aceeai concluzie rezult i n cazul utilizrii metodei indirecte de standardizare:

945,0418,14626,13

A == 996,0

738,10702,10

B == Deoarece > (0,996 > 0,945), se poate afirma c mortalitatea populaiei din colectivitatea B este mai ridicat.

B A

Exemplul de fa atrage nc o dat atenia asupra rezervelor pe care trebuie s le formulm cnd folosim indicatorul rata general pentru compararea intensitii fenomenelor demografice. De altfel, aceast precizare este valabil pentru toate fenomenele a cror intensitate variaz n funcie de vrst. 6.4. Mortalitatea pe medii, n profil teritorial i pe categorii socio-economice Ca orice fenomen demografic, mortalitatea reacioneaz la influena condiiilor socio-economice. Acest fapt explic interesul acordat studierii mortalitii populaiei pe medii, pe categorii socio-economice i n profil teritorial. Referitor la metodologia de analiz, aceasta nu se deosebete de sistemul prezentat anterior. Se stabilete nivelul general al mortalitii, precum i intensitatea

8


mortalitii pe vrste i sexe, n cadrul colectivitilor specifice (populaia din mediul urban i rural, n funcie de ocupaie i ramuri de activitate etc.). Pe lng interesul prezentat din punct de vedere demografic, determinarea intensitii mortalitii n cadrul subcolectivitilor de populaie, structurate dup caracteristicile demografice, de mediu, teritoriale i socio-economice, aduce o contribuie nsemnat la descifrarea mecanismelor interne care condiioneaz evoluia acestui fenomen. Este evident faptul c putem nelege mai bine aciunea i modul de manifestare a influenei diverilor factori asupra fenomenului de mortalitate, cu ct analiza ptrunde mai n detaliu, n interiorul componentelor colectivitii genearale. De altfel, sistemul de relaii care exprim legtura dintre intensitatea mortalitii pe sexe sau vrste i intensitatea mortalitii generale este perfect adaptabil cazului n care subcolectivitile specifice sunt constituite din populaia pe medii, pe judee, pe categorii sociale etc. Aa, de exemplu, se poate demonstra faptul c rata general a mortalitii la nivelul rii este, de fapt, o medie aritmetic ponderat a ratelor de mortalitate specifice fiecrui jude.

KmP

Pmm i

n

1i

ign

1ii

n

1ii

ig

g ==

=

=

= (6.16)

n care: Pi = efectivul populaiei din judeul i. Stabilirea intensitii mortalitii pe subcolectiviti specifice permite ca, prin comparare, s se intuiasc i s se stabileasc, cu ajutorul metodelor moderne ale analizei factorale, legturile de cauzalitate i interdependen dintre fenomen i factorii si determinani. Comparaiile care se fac ntre nivelul mortalitii pe medii, pe judee sau pe categorii socio-economice, trebuie s in seama ntotdeauna de influena structurii populaiei pe vrste, apelnd n prealabil la metode de standardizare. Mai mult, avnd n vedere faptul c mortalitatea este un fenomen aleator, orice afirmaie rezultat din compararea acesteia n cadrul a dou colectiviti diferite trebuie supus testelor de verificare a ipotezelor statistice. 6. 5. Sezonalitatea mortalitii populaiei. Mortalitatea pe cauze de deces Condiiile naturale i, n general, mediul nconjurtor influeneaz att intensitatea fenomenului de mortalitate, distribuia deceselor pe vrste, ct i repartiia acestora pe luni ale anului. Studiul sezonalitii mortalitii prezint interes deoarece poate constitui un element de referin n planificarea reelei de ocrotire a sntii, ndeosebi cnd acest aspect se coreleaz i cu analiza pe cauze de deces. Metoda cea mai simpl pentru caracterizarea sezonalitii mortalitii const n determinarea indicilor de sezonalitate pe luni ale anului. Pentru a atenua influena unor factori ntmpltori (de exemplu, apariia unei epidemii de grip ntr-o anumit perioad a anului) se recomand ca indicii de

9


sezonalitate s fie stabilii pe baza informaiilor privind repartiia deceselor pe luni, ntr-o perioad de 3 5 ani. n acest scop, se pot utiliza fie ratele lunare de mortalitate, fie masa deceselor repartizate pe luni ale anului, concluziile nedifereniindu-se n mod semnificativ. n cazul rii noastre se manifest o puternic sezonalitate a mortalitii populaiei, cu vrf de sezonalitate n sezonul de iarn. n analiza mortalitii populaiei, o importan deosebit o prezint studierea aspectelor statistice i dinamice referitoare la repartiia deceselor pe cauze. Folosind clasificarea internaional a cauzelor de deces, elaborat sub auspiciile O.N.U., sistemul informaional statistic ofer elemente suficiente pentru realizarea acestui scop, orientnd eforturile reelei de ocrotire a sntii n direcia adoptrii unor asemenea msuri care s faciliteze creterea longevitii populaiei. n mod curent, se determin intensitatea mortalitii pe cauze relativ omogene. Rata mortalitii pentru cauza i se stabilete pe baza relaiei:

000.100P

Mm ii = (6.17) Exprimarea ratei de mortalitate n procentimile se justific prin numrul redus de decese n cazul unor anumite cauze, fapt care ar imprima o valoare nesemnificativ intensitii exprimate n promile. Datorit faptului c numeroase cauze de deces se pot reuni n grupe omogene, n practic att intensitatea mortalitii, ct i structura deceselor se determin pe grupe de cauze de deces. Iat cum se prezint evoluia ratelor de mortalitate pe cauze de deces, n ara noastr, n perioada 1990 2002:

Cauze de deces 1990 1995 1998 2002 Boli aparat circulator 627,0 736,1 738,6 766,2 Tumori 142,0 165,5 174,6 197,3 Boli aparat respirator 97,3 75,8 70,8 68,8 Boli aparat digestiv 50,3 68,2 71,7 73,4 Accidente, otrviri, traumatisme

76,5 78,7 72,2 68,8

Boli genito-urinare 14,7 12,9 11,5 9,2 Sursa : Anuarul demografic al Romniei 2001, INS, Bucureti, 2001 i Caietul Decedai n anul 2002, INS, Bucureti, 2003. Se constat ponderea ridicat a deceselor determinate de afeciunile aparatului circulator (afeciuni degenerative), incriminate pentru mai mult de jumtate din efectivul deceselor, cu tendin de cretere a frecvenei relative, pe msura accenturii procesului de mbtrnire demografic a populaiei. Pe locui doi, n privina importanei, s-au situat tumorile . Surprinde tendina de cretere a bolilor aparatului digestiv, incriminat fiind consumul de alcool. Un numr nsemnat de decese se nregistreaz nc n grupa accidente, otrviri, traumatisme, cu reale posibiliti de reducere. Analiza mortalitii pe cauze de deces trebuie adncit prin abordarea specificitii manifestrii acestei laturi a fenomenului, n subcolectivitile de populaie, structurate dup sex, vrst, stare civil, mediu, ocupaie etc. 6. 6. Mortalitatea infantil

10


Masa deceselor persoanelor n vrst de 0 ani, nregistrate ntr-o anumit perioad de timp, formeaz coninutul fenomenului cunoscut sub denumirea de mortalitate infantil. Prin importana pe care o prezint din punct de vedere social, ct i prin specificul colectivitii din care se recruteaz, mortalitatea infantil beneficiaz de metode proprii de analiz. Intensitatea mortalitii infantile se stabilete pe baza relaiei:

1000NMm

vii

00 = (6.18)

n care: m0 = rata mortalitii infantile; M0 = numrul de decese nregistrate n perioada de timp care face obiectul analizei; N = numrul nscuilor vii n aceeai perioad de timp. vii De exemplu, pe baza datelor referitoare la masa deceselor la vrsta de 0 ani i numrul nscuilor vii n anul 2002, n cadrul rii noastre, se stabilete:

3,17100021086736488

0 ==m Determinarea intensitii mortalitii infantile reprezint o prim etap n ansamblul aspectelor care fac obiectul analizei fenomenului. Aceast etap este urmat de studierea specificului mortalitii n cadrul diverselor subcolectiviti, delimitate pe baza caracteristicilor demografice, socio-economice i teritoriale, socio-culturale i etnice. Un loc aparte, prin importana pe care o prezint, revine analizei mortalitii infantile pe grupe de vrst i pe cauze de deces. n ara noastr se folosesc urmtoarele subgrupe de vrst, n funcie de care se prelucreaz informaiile privind decesele sub 1 an: 0 6 zile; 7 13 zile; 14 29 zile; 1 lun; 2 luni; 3 4 luni; 5 6 luni; 7 8 luni i 9 11 luni. Se poate observa c intervalele sunt mai mici la nceputul vrstei de 0 ani, crescnd progresiv, pe msur ce ne apropiem de vrsta de 1 an. Avnd la dispoziie asemenea informaii, se poate determina intensitatea mortalitii pentru fiecare interval de vrst. n practic se urmrete ndeosebi cunoaterea intensitii mortalitii n prima sptmn de via, n prima lun de via i n intervalul 1 11 luni, stabilindu-se: - Rata mortalitii neonatale precoce:

1000zileN

Mmvii

60p = (6.19)

- Rata mortalitii neonatale:

1000zileN

Mmvii

290m = (6.20)

- Rata mortalitii postneonatale:

1000luniN

Mmvii

111.n.p = (6.21)

nsumnd rata mortalitii neonatale cu rata mortalitii postneonatale se obine rata mortalitii infantile.

11


Pentru a analiza mortalitatea infantil pe cauze, se folosete acelai nomenclator al cauzelor de deces, utilizat n cazul mortalitii generale. Fr ndoial ns c exist cauze de deces care nu se pot manifesta n limita vrstei de 0 ani, sau a cror apariie constituie o excepie. Cauzele de deces la vrsta de 0 ani se pot grupa n dou mari categorii: a) cauze de deces de natur endogen; b) cauze de deces de natur exogen. Aa cum sugereaz denumirea, cauzele de deces de natur endogen sunt afeciuni a cror apariie se situeaz n timp nainte de natere, n mediul intrauterin, sau sunt o consecin a procesului naterii propriu-zise. Importana cunoaterii mortalitii infantile endogene i exogene se justific prin aceea c, dac prin mijloacele actuale se poate aciona cu eficien redus asupra scderii mortalitii endogene, medicina ofer suficiente posibiliti de combatere a cauzelor de natur exogen. Pentru a determina intensitatea mortalitii endogene se cer ndeplinite cel puin dou condiii:

- existena informaiilor complete privind repartiia deceselor infantile pe cauze;

- stabilirea i nregistrarea corect a cauzei de deces pentru fiecare component al colectivitii de decedai.

Aceste condiii sunt, n general, satisfcute n rile n care nregistrarea curent a deceselor este organizat corespunztor. Cunoscnd repartiia deceselor infantile pe cauze, se determin rata mortalitii infantile endogene i respectiv, rata mortalitii infantile exogene:

1000.

0.

0 = NMm

vii

endogendog (6.22)

1000.

0.

0 = NMm

vii

exogexog (6.23)

n cadrul cauzelor de natur endogen se cuprind n general malformaiile congenitale i afeciunile perinatale. Restul cauzelor sunt de natur exogen (boli infecioase i parazitare, boli ale aparatului respirator, afeciuni ale aparatului digestiv, accidente, otrviri, traumatisme etc.). n lipsa informaiilor, mortalitatea endogen poate fi estimat cu ajutorul ratei mortalitii neonatale (care face totui o uoar supraestimare). 6. 7. Mortinatalitatea Mortinatalitatea este fenomenul demografic care exprim masa nscuilor mori ntr-o anumit perioad, de obicei un an calendaristic. Evenimentul demografic care face obiectul nregistrrii n statistica strii civile este naterea acelui produs al concepiei, a crui perioad de gestaie, depete 28 sptmni i care, n momentul naterii, nu prezint nici un semn de via.

12


Intensitatea fenomenului se caracterizeaz cu ajutorul ratei mortinatalitii, mrime relativ de coordonare care red, ntr-o form sintetic, numrul de nscui mori la 100 nscui vii:

100.m.N.n.mNvii

= (6.24) n care: mn = rata mortinatalitii; Nm = numrul nscuilor mori; N = numrul nscuilor vii. vii Rata mortinatalitii se poate stabili i ca mrime relativ de structur, indicnd ponderea nscuilor mori n totalul nscuilor:

100.m.N

.m.N.n.mNvii

+= (6.25) Determinarea intensitii mortinatalitii reprezint o prim etap n procesul analizei fenomenului. mprirea colectivitii de nscui mori n subcolectiviti, pe baza caracteristicilor demografice, socio-economice, socio-culturale i de mediu, precum i n profil teritorial, urmat de stabilirea mortinatalitii specifice, ofer posibilitatea cunoaterii legturilor de interdependen i a factorilor cauzali care pot explica evoluia fenomenului de mortinatalitate. Un interes aparte pentru analiza demografic l prezint studierea legturii dintre intensitatea mortinatalitii i vrsta mamei, cu implicaii asupra orientrii opiunilor n domeniul stabilirii contiente a reproducerii populaiei. Urmrind evoluia intensitii mortinatalitii n funcie de vrsta mamei se poate constata o scdere a acesteia de la grupa de vrst 15 19 ani, atingnd nivelul minim n cadrul grupei 20 24 ani, dup care, mortinatalitatea crete continuu pn la limita superioar a vrstei contingentului fertil. Nivelul mortinatalitii specific grupei 15 19 ani se nregistreaz din nou, fie n cadrul grupei 30 34 ani, fie n grupa de vrst 35 39 ani. Aceast evoluie a intensitii mortinatalitii pe vrste poate fi descris cu ajutorul unei funcii parabolice.

13


Evo l u ti a m o rti n a ta l i ta ti i i n fu n cti e de va rs ta m a m e i

15 20 25 30 35 40 45 50 x

mn(

%) Curba intensitii

mortinatalitii

Sub aspectul cauzelor de deces, mortinatalitatea este determinat n totalitate de cauze de natur endogen. Proporia pierderilor din rndul nscuilor ca urmare a cauzelor de natur endogen, incluznd nscuii mori i decesele infantile endogene, se stabilete prin intermediul ratei mortalitii perinatale:

1000.m.N

.m.N.n.p.mN

Mvii

.endog0 +

+= (6.26) n care: mp.n. = rata mortalitii perinatale. n practic, deseori rata mortalitii perinatale folosete n numitorul raportului numai efectivul nscuilor vii, variant de calcul care rspunde n mai mic msur scopului pentru care se determin acest indicator. n cazul n care nu se poate stabili efectivul deceselor infantile endogene, acestea se nlocuiesc n relaia de calcul, cu efectivul deceselor n prima sptmn de via sau efectivul deceselor n prima lun de via. n primul caz se subestimeaz intensitatea mortalitii perinatale, n timp ce, folosind totalitatea deceselor n prima lun de via, se supraestimeaz nivelul acestui indicator . 2 Indiferent de modul de calcul al ratei mortalitii perinatale, n situaiile cnd nu se folosete relaia (6.26), trebuie s se specifice ce efectiv de decese infantile au fost incluse, alturi de nscuii mori, mai ales n situaii de analiz comparativ.

2 Din cercetri practice s-a constatat faptul c, n cele mai multe cazuri, numrul deceselor endogene este mai redus dect efectivul deceselor neonatale.

14

5. mortalitate manual

Documents