Desarrollo económico y social y mortalidad infantil. Diferencias regionales (1860-1950)

Desarrollo económico y social y mortalidad infantil. Diferencias regionales (1860-1950) FAUSTO DOPICO * El estudio de la mortalidad infantil (entendida aquí como mortalidad en el primer ario de vida) es importante no sólo por su relación con otras variables demogrficas, sino también por su carcter de indicador de desarrollo socioeconómico. La sensibilidad del nirio de corta edad a las condiciones de vida de la comunidad, convierte la tasa de MI en un índice de la situación económica y sanitaria de un país, y su decrecimiento est.a unido a la evolución de una serie de variables que recogen avances en el desarrollo económico. La relación entre bienestar económico y mortalidad infantil no se debe entender, por supuesto, en un sentido mecinico y automkico. Los factores estrictamente económicos resultan incluso totalmente insuficientes para explicar las diferencias en la MI entre k . eas muy desarrolladas. Conforme se profundiza en el anffiisis de la mortalidad y morbilidad en la primera fase de la infancia, se descubre la importancia de una serie de factores de todo tipo (culturales, alimenticios, climkicos, médicos, etc.) que la condicionan. El estudio de la MI presenta para el historiador la ventaja de que poseemos datos de ella con cierta fiabilidad mucho antes de que otros indicadores sociales y económicos. De hecho, gracias a la existencia de fuentes como los libros parroquiales, y de técnicas que permiten su tratamiento riguroso, podemos obtener estimaciones de la MI desde hace mes de 300 arios. El Concilio de Trento, generalizando las disposiciones establecidas por diversos sínodos diocesanos, implantó en 1563 la obligación de los pkrocos de llevar registros de bautismos y matrimonios. Algunos arios mas tarde, en 1614, el Rituale Romanum ariadió la de incluir las sepulturas (1). Los libros parroquiales, adoptados también por otras comunidades religiosas no católicas, constituyeron durante mucho tiempo la principal, y con frecuencia * Facultad de Ciencias Económicas, Universidad de Santiago de Compostela. DYNAMIS Acta Hispanica ad Medicinae Scientiarumque Historiam Illustrandam. Vol. 5-6, 1985-86, pp. 381-396. ISSN: 0211-9536 (1) MOLS, R. (1954-1956) Introduction à la démographie historique des villes d'Europe du XIVe au XVIIIe siècle, Louvain, t. I, pp. 86 y ss. 382  FAUSTO DOPICO única, fuente susceptible de sumunistrar datos de cierta veracidad acerca del movimiento natural de la población. Mas tarde, las instituciones gubernamentales creyeron útil la explotación de estos registros para la confección de estadísticas demograficas, hasta que, por fin, en los afios finales del siglo XVIII y durante el XIX, se fueron creando organismos públicos especializados en la obtención y tratamiento de tales datos. En Esparsa, aunque hubo intentos de institucionalización del registro civil desde la primera mitad del siglo XIX, éste no funcionó con un mínimo de eficacia, no demasiada en sus primeros anos, hasta su organización definitiva en 1871. Los primeros datos globales sobre movimiento natural de la población fueron publicados por la Junta General de Estadística del Reino en 1863 y se réferían a los anos 1858 a 1861 (2). En 1877 se publicaron los datos correspondientes al decenio 1861 a 1870 (3). Disponemos de esta forma de las series provinciales de nacimientos para el período 1858 a 1870, y desde 1860, de las series provinciales de defunciones por edades. Se trata de datos procedentes de los informes suministrados por los parrocos a los respectivos ayuntamientos y contienen importantes errores, anadiéndose a los defectos propios de los registros parroquiales los derivados de la manipulación posterior. Los errores son realmente graves en lo que se refiere a la distribución por edades de los óbitos, por lo que, especialmente en ciertas provincias, no pueden ser tomados como base para el calculo de la mortalidad infantil en estos anos. La subvaloración esta clara, por ejemplo, en Asturias y Galicia, y aunque no es generalizable a todas las provincias, la media espanola que se obtiene para estos anos, en torno al 190 por mil, en el decenio 1861-70, debe ser tomada como un mínimo probablemente superado en la realidad. Aunque existen datos a nivel espanol para algunos anos, la evolución provincial de la mortalidad infantil no puede retomarse hasta que, a partir de 1900, se procede a la publicación regular del movimiento anual de la población. A partir de entonces, los datos parecen mejores que los de la década de 1860 pero no exentos de problemas, especialmente en los primeros anos del siglo, en los anos de la guerra civil y los siguientes a ésta, y con especial intensidad en algunas provincias y regiones, como Canarias (4). (2) JUNTA GENERAL DE ESTADÍSTICA DEL REINO. (1863) Memoria sobre el movimiento de la población de Esparsa en los anos 1858, 1859, 1860 y 1861, Madrid. (3) INSTITUTO GEOGRÅ.FICO Y ESTADÍSTICO (1877) Movimiento de la población de Esparsa en el decenio de 1861 a 1870, Madrid. (4) Véase, para esta última, BURRIEL DE ORUETA, E. L. (1980) Las deficiencias de las Fuentes demogrdficas: el problema del subregistro en Canarias. Estudios Geograficos, n.° 158, .1545. Desarrollo económico y social y mortalidad infantil  383 Las fuentes presentan todavía otros problemas adicionales, el m a s importante de los cuales es el derivado del lapso de tiempo transcurrido entre el nacimiento biológico y la adquisición de personalidad jurídica por parte del recién nacido. Las estadísticas oficiales de fallecimientos antes del primer ario de nacidos vivos no recogen, por consiguiente, los muertos antes de las 24 horas y sólo desde avanzado el siglo XX se pueden realizar las correcciones necesarias para su inclusión (10 que aquí no hemos hecho para mantener la homogeneidad de los datos). EL TRATAMIENTO ESTADÍSTICO La tasa de mortalidad infantil es una probabilidad de muerte a cero arios, se mide normalmente como el número de nirios muertos antes de cumplir el primer afio de edad por 1.000 nacidos vivos. En este estudio he utilizado la tasa ajustada de mortalidad infantil. En el numerador aparecen los muertos menores de un ario en el ario correspondiente; en el denominador una media ponderada de los nacimientos de ese mismo ario y del anterior. Las ponderaciones o factores de separación dependen generalmente del nivel de la mortalidad infantil. Aquí se han unificado y tomado los valores 2/ 3 y 1/3; es decir, se supone que de los nirios menores de un ario muertos durante un ario determinado, 2/3 nacieron en ese mismo ario y 1/3 en el anterior. De esta forma, he calculado las tasas anuales de mortalidad infantil para cada una de las 49 provincias (5), he agregado los datos según el mapa actual de comunidades autónomas, calculando las respectivas tasas, y, por último, procedí del mismo modo para el conjunto espariol. Posteriormente hallé los promedios quinquenales de las tasas de mortalidad infantil para cada uno de los territorios citados. En todos los casos anteriores fueron calculadas asimismo las rectas de regresión, estimadas por mínimos cuadrados, para los períodos 1901 a 1950, 1901 a 1917, 1921 a 1936 y 1942 a 1950; es decir para el período total y los subperíodos correspondientes a tres fases, ya serialadas por Arbelo, de comportamiento de la mortalidad infantil (6), y que vienen separadas por las crisis de 1918 y la guerra civil. Este procedimiento permite conocer la disminución media de la tasa de mortalidad infantil, en la hipótesis de comportamiento lineal de ésta. Finalmente, y como luego veremos, se ha sometido el conjunto de los datos a técnicas de anãlisis factorial. (5) Tenerife y Las Palmas se han tomado a estos efectos como una sola provincia, ya que así eran consideradas hasta 1928. (6) ARBELO, A. (1962) La mortalidad de la infancia en Esparia. 1901-1950, Madrid, pp. 266 y ss. 384  FAUSTO DOPICO LA EVOLUCIÓN DE LA MORTALIDAD INFANTIL EN LA PRIMERA MITAD DEL SIGLO XX La tasa espatiola de mortalidad infantil era de 188,1 por mil en 1901 y de 62,8 por mil en 1950. En estos cincuenta atios, hubo un descenso continuado, que sólo se vio afectado, en lo que se refiere al conjunto espatIol, por las habitaules fluctuaciones anuales y dos crisis importantes, 1918-20 y 1937-41. La Tabla 1 nos ofrece la evolución de la tasa de mortalidad infantil según los promedios quinquenales. Al comenzar el siglo, con un 172,8 por mil en 1901-1905, Esparta se encontraba por detrãs de todos los países de Europa Occidental, excepto Portugal. En 1946-50, con 70,5 por mil a la que hay que aftadir un 6 por mil debido a los muertos al nacer y los muertos en las primeras 24 horas, continuaba, pese a la • evidente mejoría, en un puesto de retaguardia en el contexto de los países occidentales. TABLA 1 Evolución de las tasas espafiolas de mortalidad infantil. Promedios quinquenales (fallecidos menores de un afio por 1.000 nacidos vivos) 19015 172,8 1906-10 158,3 1911-15 151,4 1916-20 161,2 1921-25 143,0 1926-30 124,2 1931-35 112,2 1936-40 119,6 1941-45 103,8 1946-50 70,5 En la primera mitad del siglo actual, la tasa de mortalidad infantil ha descendido en Esparsa, por término medio, en 2,0 defunciones por mil nifios menores de un atio. En los primeros 17 aflos del siglo, la disminución fue de 2,0 puntos cada atio, pern 1918 significó un retroceso muy importante (148, 6 por mil en este atio). En 1921-36, el decremento medio, estimado a partir de la recta de regresión, fue de 2,8. La guerra civil y los primeros momentos de la postguerra agravaron considerablemente la situación, que se ve reflejada, quiths no de forma total, en el número de fallecimientos registrados. En 1941 se había retrocedido a niveles anteriores a 1926. A partir de 1942 comenzaría un período de rãpido retroceso, con un Desarrollo económico y social y mortalidad infantil  385 decremento medio de 5,7 puntos en 1942-50, que continuaria en los ailos posteriores. Este descenso de la mortalidad infantil significó una componente importante en la disminución de la mortalidad, a la que contribuyó mas que proporcionalmente. En efecto, en el quinquenio 1901-1905, los fallecidos menores de un atío representaban el 24% del total. En 1946-50, suponían el 13% de las defunciones totales. ANÀLISIS REGIONAL Y PROVINCIAL TABLA 2 Ordenación de las comunidades autónomas actuales según las tasas promedio de mortalidad infantil en 1901-5 1. Baleares  95,5 2. Galicia  133,9 3. Asturias  134,4 4. País Vasco  136,8 5. Catalufia  138,8 6. Navarra  145,1 7. C. Valenciana  149,4 8. Cantabria  150,1 9. Aragón  176,9 10. Canarias  180,6 11. Castilla-León  183,8 12. La Rioja  188,2 13. Murcia  194,7 14. Madrid  195,8 15. Castilla-Mancha  198,6 16. Andalucía  199,4 17. Extremadura  221,2 TABLA 3 Ordenación de las comunidades autónomas actuales según las tasas promedio de mortalidad infantil en el quinquenio 1946-50 1. Baleares  36,5 2. Catalufia  40,7 3. País Vasco  44,7 386  FAUSTO DOPICO 4. C. Valenciana  55,8 5. Murcia  56,2 6. Asturias  60,3 7. Cantabria  63,2 8. Navarra  63,8 9. Madrid  68,2 10. Aragón  69,2 11. Canarias  70,1 12. Galicia  72,2 13. La Rioja  72,3 14. Andalucía  76,3 15. Castilla-Mancha  78,2 16. Castilla-León  93,1 17. Extremadura  93,3 TABLA 4 Descenso medio de la tasa de mortalidad infantil 1901-1950. (Estimado a partir de la recta de regresión, en fallecidos por mil nacidos vivos y atio) Murcia  2,8 Madrid  2,6 Andalucía  2,4 Castilla-Mancha  2,4 Extremadura  2,3 La Rioja  2,3 Canarias  2,2 Aragón  2,1 Cataluria  2,1 País Vasco  1,8 Castilla-León  1,8 Cantabria  1,7 C. Valenciana  1,6 Asturias  1,5 Navarra  1,3 Baleares  1,2 Galicia  1,1 España  2,0 TABLA 5 Porcentaje de la tasa de mortalidad infantil en 1946-50 con respecto a 1901-5 Murcia  28,8 Cataluria  29,3 País Vasco  32,6 Desarrollo económico y social y mortalidad infantil 387 Madrid  34,8 C. Valenciana  37,4 Baleares  38,1 Andalucía  38,2 La Rioja  38,4 Canarias  38,8 Aragón  39,1 Castilla-Mancha  39,4 Cantabria  42,1 Extremadura  42,2 Navarra  44,0 Asturias  44,8 Castilla-León  50,7 Galicia  53,9 Esparsa  40,8 Las Tablas 2 y 3 recogen las tasas de mortalidad infantil en las actuales comunidades autónomas en los quinquenios 1901-05 y 1946-50. En la Tabla 4 figura el decremento medio de las correspondientes tasas en los territorios anteriores. La Tabla 5 registra la relación entre las tasas promedio de mortalidad infantil en los quinquenios extremos. Las Tablas 4 y 5 estiman, por tanto, respectivamente, la disminución absoluta y relativa. Dos hechos llaman la atención de manera especial: el avance de Murcia (que presenta también el maximo descenso medio a nivel provincial), y el deterioro de la posición ocupada por Galicia, donde no hay que desechar una posible subestimación de los datos a comienzos de siglo. Por lo derns, se configura un panorama donde los espacios socioeconómicos avanzados llevan una significativa ventaja. Las nueve primeras comunidades en 1946-50 se hallan todas (con la excepción de Murcia) por encima de la media espariola en la «renta per cãpita» de 1955 (7). Las ocho comunidades mas atrasadas desde el punto de vista de la mortalidad infantil, estan todas (excepto La Rioja) por debajo. Ciertamente, ni las estadísticas de renta provinciales de 1955 son de una gran fiabilidad, ni son un indicador suficiente para medir el grado de desarrollo económico, ni el ingreso per cå.pita puede considerarse el único y ni posiblemente el principal factor condicionante (a1 menos de forma directa) de las desigualdades en la evolución de la mortalidad infantil (8). Los cuadros anteriores revelan también una cierta superioridad del Este (7) Datos tomados de BANCO DE BILBAO (1978) Renta nacional de Esparsa y su distribución provincial. Serie homogénea 1955-1975, Bilbao. (8) Esto es cierto incluso para los países subdesarrollados. Véase, por ejemplo, el caso de Nicaragua en WOLFE, B. L.; BEHRMAN, J. R. (1982) Determinants of child mortality, health, and nutrition in a developing country. Journal of Development Economics, 11 (2), 163-193. 388  FAUSTO DOPICO peninsular. Factores demograficos, como el de una menor fecundidad, se hallan probablemente detras de este comportamiento, aunque, dacias las característics del fenómeno que estudiamos, tampoco se pueden despreciar por completo los elementos climaticos. El analisis provincial confirma y matiza los resultados anteriores. El mapa 1 recoge la situación en 1901-05 según los niveles definidos por las cuatro cuartilas de la distribución de promedios quinquenales de la tasa de mortalidad infantil. Las provincias mas saludables desde este punto de vista eran, a principios de siglo, Baleares, Pontevedra, Guipúzcoa, Tarragona y Castellón. Las provincias peor situadas eran, en cambio, Sevilla, Badajoz, Jaén, Valladolid y, en último lugar, con una tasa de 236,5 por mil, Caceres. En 1946-50 (ver mapa 2), tres provincias tenían una tasa inferior a 40 por mil: Gerona, Baleares y Tarragona. Barcelona, Guipúzcoa y Vizcaya no alcanzaban el 45 por mil. En las peores posiciones, Salamanca, Valladolid, Caceres, Zamora y Palencia, esta última con una tasa promedio de 106,4 por mil. Murcia, Sevilla, Cadiz, Malaga, Albacete y Madrid, con un descenso medio superior a 2,5 cada ano, son las provincias con una mayor disminución de la tasa de mortalidad infantil, mientras que Lugo, Zamora, León y Pontevedra son las de menores decrementos absolutos, estimados a partir de las correspondientes rectas de regresión. Barcelona, Tarragona, Lérida y Malaga vieron reducirse su tasa entre el 69 y el 70 por ciento en el período 1901-50; mientras que Zamora, León y Pontevedra fueron las de menor disminución relativa, por debajo del 40%. Si bien en toda Esparsa hubo una mejoría considerable a lo largo de la primera mitad de este siglo, las diferencial provinciales no se atenuaron. Si Caceres multiplicaba la tasa de Baleares por 2,7 en 1901, la provincia mas favorecida en 1950, Gerona, multiplica por 3,1 la de Palencia. El coeficiente de variación fue de 20,4% en 1901 y de 25,8% en 1950. En este trabajo se parte de 2450 tasas de mortalidad infantil,un número considerable que invita a la utilización de técnicas que permitan resumir toda esta información. Un nivel de síntesis bastante potente viene dado ya por la utilización del analisis de regresión. Este, como todas las técnicas sintetizadoras, implica una pérdida de información, en medida distinta para cada ecuación planteada. Ademas, el tratamiento de series temporales con datos de naturaleza demogrffica presenta habitualmente el problema de no cumplir una de las hipótesis basicas del modelo clasico de regresión lineal, la distribución esférica de las perturbaciones. De esta forma el grado de cali- Desarrollo económico y social y mortalidad infantil  389 dad del ajuste se ve afectado y se encuentra sobreestimado si empleamos las estimaciones habituales. Las técnicas de anàlisis factorial permiten tratar simultaneamente un gran número de variables observadas (en este caso las tasas de mortalidad infantil en las provincias) y reducirlas al anàlisis de unas pocas variables hipotéticas o factores, con una pérdida mínima de información, conocida a través del porcentaje de varianza explicada. Se han sometido la totalidad de los datos correspondientes a la primera mitad de este siglo al anàlisis de factores principales. Se trata de una técnica que, a partir de la matriz de correlaciones, y por tanto de las variables estandarizadas, elimina los efectos de «talla» en las provincias, y permite obtener factores que recogeran grados de asociación entre los perfiles de evolución de las tasas de mortalidad infantil de éstas. Los dos primeros factores explican el 89% de la varianza. El primero puede ser interpretado como el correspondiente a la «amplitud», en términos relativos, del descenso de la tasa de mortalidad infantil, independientemente del punto de partida (o llegada). Gerona, Granada, Murcia, Lérida, Barcelona, Zaragoza, Madrid..., se hallarían fuertemente asociadas con este factor, mientras que Pontevedra, León, Zamora, Salamanca, Orense, Lugo, proporcionarían las saturaciones menores (ver mapa n. 0 3). La contribución principal a la formación del segundo factor procede de provincias que en la primera fase del período considerado mantuvieron sus tasas próximas al estancamiento, mientras que el menor grado de asociación corresponde a provincias con un descenso importante en el primer cuarto de siglo, en relación con el descenso total sufrido a lo largo de los cincuenta aflos (mapa n. 0 4). LAS CAUSAS DE LA REDUCCIÓN DE LA MORTALIDAD INFANTIL El anàlisis de la evolución de la mortalidad infantil por causas de muerte debe efectuarse con las debidas precauciones, por los habituales defectos de este tipo de fuentes. en los primeros atíos del siglo, una proporción importante de los fallecimientos, mas de la quinta parte, se atribuyeron a «otras enfermedades» y «enfermedades desconocidas o mal definidas» (9). Aunque los datos sean aproximados e insuficiente el anàlisis de causas, hciy tendente a ser sustituido en los estudios epidemiológicos por el anàlisis de causas múltiples y la definición de combinaciones de estudios patológi- (9) Véanse los correspondientes Movimiento Natural de población de Espafia, y ARBELO, A., op. cit., pp. 335 y ss.