Definition of historical consciousness

Uma característica comum a todos os países analisados neste trabalho foi a identificação de uma elevada taxa de mortalidade infantil, antes dos anos 40, como consequência da alta prevalência de doenças diarréicas e das infecções respiratórias (Frenk, Bobadilla & Lozano, 1991). Com o passar dos anos e como resultado de investimentos em saneamento básico e também devido à implementação de medidas de saúde pública nesses países, foi possível observar um declínio desta taxa após 1940 (Astorga, & Fitzgerald, 2005; Palloni, 1981). Esse declínio pode ter originado uma alteração na composição das coortes e, consequentemente, na sua estatura final. Como discutido no capítulo 3, uma elevada mortalidade infantil eliminaria os indivíduos mais fracos de uma coorte, deixando apenas aqueles que conseguiram sobreviver a essas condições de saúde adversas. Esse efeito tem sido observado na África Subsaariana por Akachi & Canning (2008) e têm como principal consequência uma sobre estimação da estatura média da coorte. Akachi & Canning (2008) e Moradi (2010) sugerem que esse efeito pode ser detectado a partir das estaturas individuais observadas em cada coorte, através de uma análise da distribuição de probabilidade empírica dessas estaturas. Se essa distribuição difere da distribuição normal, então pode se dizer que o existe efeito de seleção é originado pela mortalidade infantil.

Uma forma de avaliar a existência desses desvios em um conjunto de dados é usando testes de hipóteses não paramétricos. Neste trabalho estamos utilizando o teste Shapiro-Wilks, já descrito anteriormente. Os resultados apresentados na TAB. A1 representam os p-valores associados a esse teste de hipótese. Para um nível de erro de 5% rejeitaríamos a hipótese de que a distribuição de probabilidade obtida a partir dos dados de estatura em cada coorte se aproxima da distribuição normal confirmando a presença do efeito de seleção apontado por Akachi & Canning (2008), em uma coorte específica. Por exemplo, observa-se na TAB. A1 que o p-valor associado à coorte nascida em 1960 na Bolívia é de 0,001 indicando, segundo o apontado por Akachi & Canning (2008), que nesse país existiria um efeito de seletividade originado pela elevada mortalidade infantil. Um resultado similar é observado para a coorte nascida durante esse mesmo ano na Guatemala, cujo p-valor associado é de 0,004 (ver TAB. A1) o que também indica a existência de seletividade por mortalidade. No entanto, seria lógico esperar, partindo do pressuposto da existência desse padrão de seletividade por mortalidade, que nas décadas de 1970 e 1980, períodos em que os países atingiram níveis de mortalidade menores que os registrados durante a década de 1960, o efeito da seletividade por mortalidade não afetaria a distribuição de probabilidade das estaturas das coortes nascidas durante esses anos. Porém, com exceção das coortes nascidas a partir de 1981 no Equador, não podemos observar em nenhum dos países analisados (ver TAB. A1) já que existe um padrão errático nos resultados do teste Shapiro – Wilks para coortes relativamente próximas. Por exemplo, os resultados desse teste de hipótese para a coorte nascida ao longo do ano de 1981 no México que apontam para a existência de seletividade nessa coorte. Para a coorte nascida durante 1983, os resultados obtidos sugerem que tal efeito não existe. O declínio da mortalidade infantil entre 1981 e 1983 não foi muito grande para eliminar completamente tal efeito de seleção, ou seja, deve existir outra explicação para os resultados sobre a distribuição empírica da estatura por coortes observada na América Latina.

Diferentemente do observado na África Subsaariana por Akachi & Canning (2008), os desvios da normalidade observados na estatura de algumas das coortes nos países analisados não parecem ter relação com a elevada mortalidade observada na América Latina. Esses desvios podem ser originados

pela redução exógena da mortalidade infantil, que teve como consequência um aumento do número de crianças sobreviventes em cada coorte (Bozolli et al, 2009). Essas crianças apresentaram uma menor estatura em comparação àquelas que sobreviveriam sem necessidade dessa redução da mortalidade infantil. Dependendo do número de sobreviventes, a distribuição de probabilidade da estatura em cada coorte, pode ser afetada no seu formato devido à concentração de uma maior quantidade de observações na cauda inferior da distribuição. Essa é uma possível explicação para os resultados observado na TAB. A1. A principal consequência da existência dessa seletividade inversa na distribuição das estaturas em cada coorte é uma subestimação de seu valor real. Por tanto, ao analisar os resultados apresentados nas seguintes etapas desta análise deve- se lembrar que a estatura observada apresenta uma distorção originada pela redução da mortalidade infantil, como explicado anteriormente.

Mas, como verificar a existência de tal efeito inverso da seletividade nos países analisados? Uma forma de fazer isso é mediante a padronização da distribuição da estatura das mulheres segundo coorte de nascimento adotando como padrão a distribuição de estatura da coorte mais antiga, período em que em todos esses países existia uma elevada mortalidade infantil como foi discutido no capítulo 3. Se tal efeito inverso da seletividade estiver presente, para cada coorte, espera-se que a estatura padronizada seja maior o igual à estatura estimada a partir dos dados da respectiva pesquisa. Devido que na distribuição de estatura mais antiga poucas eram as mulheres que atingiam valores elevados da estatura, um aumento na quantidade de mulheres contribuirá positivamente na estimação da média final.

O processo de padronização envolve o agrupamento da estatura das mulheres nascidas durante o ano de 1960 em cada país, em 5 grupos aproximadamente iguais. Tais grupos são chamados de quintis. Sendo assim, a média da estatura para cada coorte será calculada como a soma dos produtos entre o ponto médio observado no i-ésimo quintil da distribuição de estatura de 1960 e a i-esima frequência relativa da coorte, assumindo no cálculo desta última o agrupamento

∑

h : Estatura média padronizada para a coorte nascida no ano “c”

p i

x : Ponto médio do i-ésimo intervalo de classe da distribuição de estatura da coorte nascida em 1960.

c i

f : Proporção de sobreviventes nascidas no ano “c” no i-ésimo intervalo da distribuição de estatura.

Os resultados da padronização são apresentados na TAB. 6. Nessa tabela, observamos um maior valor da estatura média padronizada em países como Brasil (158,56 cm), Colômbia (156,21 cm); El Salvador (152,70 cm); Guatemala (149,39 cm); Honduras (153,22 cm); México (156,29 cm); Nicarágua (156,39 cm); Panamá (155,59 cm) e Peru (151,65 cm). Os resultados mostrados na TAB. 6, e nas figuras A1 e A2 no anexo, sugerem que as mulheres, nos países mencionados anteriormente, seriam em média mais altas, se a distribuição da estatura observada durante 1960 houvesse permanecido constante no tempo. A principal característica dessa distribuição, é que nela se têm uma menor quantidade de sobreviventes em todos os pontos da distribuição, principalmente nos pontos superiores da distribuição, como resultado da elevada mortalidade infantil existente durante aquele ano. Uma maior quantidade de mulheres sobreviventes, principalmente nos últimos quintis dessa distribuição tende a aumentar a estatura média estimada. Esse resultado mostra a existência da seletividade inversa nesses países. No entanto, não existe uma grande discrepância entre o valor padronizado da estatura por coorte de nascimento e aquele não padronizado na maioria dos países analisados. A diferença observada entre a estatura média padronizada e a estatura média não padronizada é menor a 1 cm, com exceção da Nicarágua onde é possível observar a existência de mais de 2 cm entre ambas as médias.

Tabela 6. Estatura média estimada e padronizada segundo país

País Estimada (1) Padronizada (2) Diferença

Bolívia 151,81 151,24 -0,57 Brasil 157,97 158,56 0,59 Colômbia 155,52 156,21 0,70 El Salvador 152,30 152,70 0,40 Equador 151,28 151,22 -0,06 Guatemala 148,57 149,39 0,82 Honduras 152,73 153,22 0,49 México 156,28 156,29 0,01 Nicarágua 154,06 156,39 2,32 Panamá 155,39 155,59 0,20 Peru 151,57 151,65 0,07

Fonte: Notas: (1) Estatura média estimada observada na pesquisa. (2) Estatura padronizada usando como padrão a distribuição de estatura observada em 1960.

Em conclusão, em todos os países analisados com exceção de Bolívia e Equador é possível observar a presença de efeitos de seletividade inversa atribuídos ao declínio da mortalidade infantil, como foi discutido durante o capítulo 3. Os resultados apresentados sugerem que esse efeito é estimado em menos de 1 cm para quase todos os países analisados. A discrepância entre a média padronizada e a média não padronizada da estatura na Nicarágua pode ser atribuído ao declino da mortalidade infantil e também a precariedade das condições de vida observadas durante esse período na seção 3.2 do capitulo 3.