DEMOGRAFIA DA SECA: UMA ANÁLISE DA SECA HISTÓRICA DE 1877-1879 COM BASE EM INDICADORES DEMOGRÁFICOS (FORTALEZA E NATAL)1
Dayane Julia Carvalho Dias Ana Silvia Volpi Scott
INTRODUÇÃO
Este artigo tem por objetivo analisar a partir do aporte teórico e metodológico da Demografia Histórica, os desdobramentos demográficos da seca ocorrida entre 1877 a 1879, com base na produção e análise de indicadores demográficos e aplicação de métodos de cálculo das crises de mortalidade das paróquias de São José (Fortaleza) e Nossa Senhora da Apresentação (Natal). Para tanto, utilizam-se como fontes de pesquisa os registros paroquiais de óbitos (dados de óbitos por idade e sexo) e os recenseamentos de 1872 e 1890 (dados de população por idade e sexo). A hipótese inicial é a de que a seca e epidemias provocaram crises de mortalidade e alteraram o ritmo de crescimento populacional da região. É importante salientar que este artigo constitui uma versão ampliada da comunicação apresentada no VIII Simpósio Nacional de História da População ocorrido na UNICAMP nos dias 16 e 17 de outubro de 2019. O trabalho tinha como título: “A peste e a fome matam mais de quatrocentos por dia”: o impacto da Grande Seca de 1877-1879 na cidade de Fortaleza/Ceará a partir de registros paroquiais de óbitos”. Nesta versão foi incorporada a cidade de Natal (paróquia de N. S. da Apresentação) e, ao mesmo tempo, o foco também direcionou-se para a produção de indicadores demográficos, conservando-se como fonte de dados principal os registros paroquiais de óbito.
A discussão dos resultados está dividida em duas partes. A primeira está centrada na análise das estimativas observadas de população e de óbitos, tais como: Taxa de Crescimento Populacional, Taxa Bruta de Mortalidade (TBM) e Taxa Específica de Mortalidade (TEM). Na segunda parte, são aplicados os métodos de cálculo da intensidade das crises de mortalidade, propostos por Jacques Dupâquier (1979) e Lorenzo Del Panta e Massimo Livi-Bacci (1979). Tais métodos permitem identificar períodos em que a mortalidade se comportou de forma não habitual, influenciada por fatores externos como epidemias, guerras, secas ou catástrofes
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Trabalho apresentado no VIII Simpósio Nacional de História da População, realizado no Nepo/Unicamp, em Campinas, SP, entre os dias 16 a 17 de outubro de 2019.
ambientais. No caso do Ceará e do Rio Grande do Norte, a seca e as epidemias eram fatores condicionantes que elevavam a intensidade da mortalidade. Nesse sentido, apesar das limitações, principalmente, em virtude da fragilidade dos dados históricos, a aplicação dos métodos de cálculo da intensidade das crises de mortalidade fornece uma dimensão do impacto ocasionado pelas secas e epidemias na dinâmica populacional da região.
A presença do regime de secas nas províncias do Norte tem o primeiro registro assentado em documentos portugueses, que datam do ano de 1552 (VILLA, 2001). Por províncias do Norte, entende-se a inclusão dos territórios atuais dos estados do Ceará, Rio Grande do Norte, Maranhão, Piauí, Paraíba, Pernambuco, Alagoas, Sergipe e Bahia (MELO, 1984), região posteriormente denominada como “Nordeste”. A seca é definida como fenômeno natural que ocorre quando há um período prolongado de meses ou até anos de baixa ou ausência total de pluviosidade, em que a perda da umidade do solo é superior à sua reposição. No século XIX, este fenômeno atingiu as províncias do Norte de forma mais intensa entre os anos de 1877 a 1879 e, mais do que um fenômeno natural, devemos ter em conta as consequências sociais, culturais, econômicas e demográficas. Neste artigo, procura-se analisar, especificamente, as consequências demográficas.
Ao longo do século XIX, o Ceará foi, seguidamente, assolado por secas, que ocorreram nos anos de 1804, 1809, 1816-1817, 1824-1825, 1830, 1844-1845 (VIEIRA JR., 2002) 1877-1879 e 1889. Para o Rio Grande do Norte há menções da existência de secas nos anos de 1824, 1845 e 1877-1879 (POMBO, 1922; LYRA, 2008). A historiografia tradicional da região aponta que a mais destruidora foi a de 1877-1879 em todas as Províncias do Norte (POMBO, 1922), embora estudos posteriores tenham indicado que no Ceará o fenômeno tinha ocorrido de forma mais intensa (NOZOE; BASSANEZI; SAMARA, 2003). Durante a seca, o Ceará o recebeu recursos de províncias vizinhas que também estavam passando pelo mesmo fenômeno, como é o caso da província de Pernambuco que „remeteu em 6 de abril de 1877 uma quantia de 464$000 para as vítimas da seca pela comissão acadêmica do Recife‟ (TEÓFILO, 1922, p. 84). Além de receber recursos diretamente vindos da Corte do Rio de Janeiro, por meio da Comissão Central da Corte (TEÓFILO, 1922, p. 93-94). Os recursos na forma de gêneros alimentícios eram enviados a partir do Rio de Janeiro, da Bahia, de Pernambuco e de outras províncias do Sul (AGUIAR,
Assim, conforme atestam as fontes coevas, a província do Ceará foi a mais atingida pela seca que ocorreu nos finais da década de 1870. Isso também pode ser verificado pelo volume de mortos registrados, pela mobilidade populacional de retirantes e pela emigração da população para outras regiões do Brasil. A província do Rio Grande do Norte, embora com menos intensidade, também foi atingida pelo fenômeno que provocou grande mortalidade e deslocamento populacional.
A regularidade de secas no século XIX corrobora com a hipótese proposta por Nadalin (2004) de que aquela região seja caracterizada pelo regime demográfico das secas do sertão nordestino, articulado às economias de subsistência e à criação de gado. Para o autor, esse regime demográfico restrito seria definido pela intensa mobilidade populacional, que era gerada pelas fomes em épocas de secas. A hipótese ancora-se no pressuposto de que cada sociedade, dependendo de suas características, pode apresentar regimes demográficos distintos. Por sistema ou regime demográfico, entende-se:
Um conjunto de relações e de mecanismos que estão na base da organização social, quer da reprodução biológica de uma população, quer da reprodução do conjunto de relações mediante as quais se regula a apropriação social (e a distribuição) dos meios de vida dessa população (ROWLAND, 1997, p. 14).
Nadalin defende, em sua proposta, a ideia de que esses diversos regimes demográficos teriam vigorado no Brasil desde o período colonial até, certamente, a metade do século XIX. Entretanto, aqui defendemos a hipótese de que o regime de secas persistiu e definiu a dinâmica demográfica, social e econômica da região também na segunda metade do século XIX. Conservaram-se, nessa perspectiva, as características básicas desse regime demográfico das secas nas províncias do Norte. Diante deste contexto de regime de secas, o próximo item apresenta a metodologia de produção das estimativas para uma melhor compreensão do período.
METODOLOGIA
Partindo do aporte teórico e metodológico da Demografia Histórica, são apresentados os métodos para estimativas de indicadores demográficos básicos, com base na vinculação entre os dados de óbitos (registros paroquiais) e os de
população (recenseamentos de 1872 e 1890). Além disso, são apresentados os métodos de cálculo da intensidade das crises de mortalidade.
Estimativas de mortalidade e população
Taxa média geométrica de crescimento:
A taxa mede o percentual de acréscimo médio anual da população residente em certa área geográfica no período considerado. Esse período é compreendido entre dois momentos, geralmente, entre censos demográficos. A taxa indica o ritmo de crescimento populacional, e é influenciada pela dinâmica da natalidade, da mortalidade e das migrações. Para calcular estimativas de crescimento pelo método geométrico, subtrai-se 1 da raiz enésima do quociente entre a população final ( ) e a população inicial do período considerado ( ), multiplicando-se o resultado por 100, sendo “n” igual ao número de anos no período. Segue a fórmula:
[( √ )] (1)
Em que,
Pt = população no ano t desejado;
P0 = população inicial no ano;
n = tempo decorrido entre 0 e t;
r = taxa de crescimento populacional no intervalo.
Taxa Bruta de Mortalidade (TBM);
A TBM representa a frequência anual de óbitos a cada mil habitantes. Para o cálculo considera a relação entre o total de óbitos e o total da população ocorridos em determinado ano. A taxa representa o risco de morte no ano. Conforme apresentado:
TBM =
x 1.000 (2)
Taxa Específica de Mortalidade (TEM).
A TEM indica a proporção dos óbitos em cada idade ou faixa etária, em relação a população em cada idade ou faixa etária. Indica o risco de morte em cada idade ou grupo etário. A fórmula é expressa por:
TEM =
(3)
Métodos para o cálculo da intensidade das crises de mortalidade
Método proposto por Dupâquier (1979)
A metodologia proposta por Jacques Dupâquier (1979) para o cálculo da intensidade das crises de mortalidade parte da premissa de que a mortalidade apresenta variações aleatórias quanto a sua intensidade, principalmente quando se trata populações pequenas. Para mensurar a Intensidade ( ), além de dispor do número absoluto de óbitos em determinado ano x ( ), considera o número médio de óbitos nos dez anos precedentes no ano x ( ) e o desvio padrão do período de dez anos de referência ( )2. Desta forma, Dupâquier (1979) investiga a frequência dos óbitos entre os anos para assim, determinar o Índice de Intensidade das crises de mortalidade, a partir de:
(4) é a intensidade da crise;
corresponde ao número de óbitos do ano x;
é o número médio de óbitos dos dez anos precedentes; e se refere ao desvio padrão dos dez anos de referência.
Dupâquier (1979) estabeleceu índices e considera anos de crises quando os seus resultados ultrapassam o valor de 1. A magnitude de uma crise é medida de acordo com a seguinte escala de classificação:
2
A incorporação do desvio padrão serve para eliminar as variações aleatórias do número de óbitos nas paróquias muito pequenas, pois o desvio padrão cresce em um ritmo menor se comparado ao número absoluto de óbitos.
TABELA 1 – Índice de classificação da intensidade das crises de mortalidade
Fonte: Dupâquier (1979).
Del Panta e Livi-Bacci (1979)
Lorenzo Del Panta e Massimo Livi Bacci (1979) também partem da análise da intensidade das crises de mortalidade a partir da distribuição total de óbitos anuais. A ideia geral do método se baseia na capacidade das populações de reação as crises. Neste caso, há crise quando ocorre “uma perturbação de curta duração do regime normal de mortalidade, que reduz o efectivo das gerações de tal maneira que lhes não é mais possível assegurar a sua reprodução, mesmo depois de esgotar todas as suas capacidades de recuperação” (DEL PANTA; LIVI-BACCI, 1979, p. 405). Desta forma, é considerado crise de mortalidade quando ocorre uma elevação anormal de óbitos que atinge a capacidade de reprodução das gerações antigas.
Para determinar a tendência da mortalidade normal aplica-se o cálculo das médias móveis modificadas de onze anos. Feito isso, centrando-se no ano que está sendo analisado, exclui-se os dois valores mais altos e os dois mais baixos, transformando-se em médias de sete anos ( ̅). Conhecido o número de óbitos em cada ano ( ), a intensidade é obtida por:
̅
̅ * 100 (5)
Em que:
é a intensidade da crise;
corresponde ao número de óbitos e cada ano; ̅ é a média móvel de 7 anos.
Nesta perspectiva, considera-se anos de crises, aqueles cujos óbitos ultrapassem em mais de 50% a respectiva média móvel. As médias móveis indicam o panorama de mortalidade normal, quando há alteração na média para mais indica crise de mortalidade. Quando o número de óbitos duplica em relação ao registrado
Índice (lx) Magnitude Classificação
1 1 Crise menor
2 a 3 2 Crise média
4 a 7 3 Crise forte
8 a 15 4 Crise maior ou importante 16 a 31 5 Crise superior ou grande crise
no período de mortalidade normal, trata-se de uma pequena crise de mortalidade, quando o valor quadruplica, trata-se de uma crise de magnitude grave. Os resultados e a discussão da aplicação dos métodos descritos são apresentados no próximo item.
RESULTADOS E DISCUSSÃO
Estimativas observadas de mortalidade e população
Segundo o Recenseamento Geral do Império de 1872, a província do Ceará tinha uma população de 721.686 habitantes. Em 1890, a população aumentou para 805.687. A paróquia de São José, região central da cidade de Fortaleza, tinha uma população de 21.372 habitantes em 1872, e foi para 23.465 em 18903. Em relação ao Rio Grande do Norte, em 1872 havia um total de 233.979 habitantes na província; em 1890, a cifra de habitantes era de 268.273. Para Natal, a população cresceu de 8.497 para 13.725 habitantes em 1890. Estes números podem ser melhor entendidos quando analisados através do cálculo das taxas de crescimento médio anual da população. A taxa de crescimento geométrico representa o percentual de crescimento médio anual da população. Neste caso, indica o ritmo de crescimento populacional entre dois períodos, correspondentes aos censos demográficos de 1872 e 1890. O indicador é fortemente influenciado pela dinâmica da mortalidade, da natalidade e das migrações. Pode ser útil para analisar variações geográficas de crescimento populacional (Tabela 1 e Gráfico 1).
Embora a taxa de crescimento geométrico entre os dois recenseamentos (1872 e 1890) tenha sido positiva, o ritmo de crescimento das populações apresentou variações entre as capitais. O Ceará e o Rio Grande do Norte apresentaram taxa de crescimento semelhante, 0,6% e 0,7% ao ano, respectivamente. Porém, entre as capitais a variação no ritmo de crescimento populacional foi maior, em Natal o crescimento foi em torno de 2,3% ao ano, enquanto em Fortaleza, a taxa de crescimento médio anual foi de apenas 0,5% (Tabela 1 e Gráfico 1).
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É importante destacar que segundo o recenseamento de 1872, a população da capital do Ceará (Fortaleza) era formada por três paróquias: São José da Fortaleza (Centro), Nossa Senhora da Conceição de Mecejana e Nossa Senhora dos Prazeres de Soure. Conforme o censo de 1890, o município era formado pela paróquia de São José (23.465 habitantes) e de Nossa Senhora do Patrocínio (17.437 habitantes). Nesta pesquisa, os dados de população e de óbitos utilizados são da paróquia de São José (centro de Fortaleza), e não os dados totais da capital.
O baixo crescimento populacional registrado em Fortaleza corrobora o pressuposto de que o impacto da seca na dinâmica populacional foi maior nessa região do que em outras que passaram pelo mesmo fenômeno. Entre 1877 e 1879, o Ceará perdeu população de duas formas: pela mortalidade e pela emigração subsidiada pelo Estado. Durante a seca, foram registrados 16.563 óbitos, o que equivale a 62,0% do total de óbitos registrados entre 1870 e 1890. Em relação a emigração subsidiada, os destinos ofertados eram São Paulo, Pará, Maranhão e Amazonas (SECRETO, 2003). Destes, destacam-se a Amazônia e São Paulo como os principais destinos dos cearenses. A eleição da Amazônia como destino para os emigrantes já ocorria muito antes do início da seca, havia se difundido entre a população as notícias sobre as oportunidades de trabalho geradas pela produção da borracha (CARDOSO, 2014). Calcula-se que, entre 1869 e 1900, 300.902 pessoas deixaram o Ceará. Destes, 255.526 (85%) foram para a Amazônia e 45.376 (15%) para o Sul do Brasil, especialmente para São Paulo (GIRÃO, 1947, p. 393, Apud NOZOE, BASSANEZI e SAMARA, 2003).
Os efeitos dessa perda populacional foram sentidos na taxa de crescimento médio anual (Tabela 1).
TABELA 1 – População e Taxas de Crescimento Geométrico – Ceará, Fortaleza (Paróquia
de São José) e Rio Grande do Norte, Natal (Paróquia de N. S. da Apresentação) –1872-1890
Fonte: Recenseamento de 1872 e 1890.
Taxa média geométrica de crescimento em %
1872 1890 1872 a 1890
Ceará 721.686 805.687 0,61 Fortaleza (São José) 21.372 23.465 0,52 Rio Grande do Norte 233.979 268.273 0,76 Natal (N. S. Apresentação) 8.947 13.725 2,38
População Província/Estado e
GRÁFICO 1 – Taxa de Crescimento Geométrico – Ceará, Fortaleza (Paróquia de São José)
e Rio Grande do Norte, Natal (Paróquia de Nossa Senhora da Apresentação) – 1872 a 1890
Fonte: Recenseamento de 1872 e 1890.
A partir do cruzamento das informações sobre as populações analisadas e os óbitos totais foi possível a produção de estimativas de Taxas Brutas de Mortalidade (TBM) em anos específicos entre 1870 e 1890. Conforme já dito, a TBM representa a frequência anual de óbitos a cada mil habitantes. O indicador é fortemente influenciado pela estrutura etária e por sexo da população, neste caso, para realizar uma análise comparada entre diferentes regiões geográficas com estruturas etárias diferentes, a medida exige a aplicação de técnicas de padronização, ou seja, o ajustamento das estruturas etárias (RIPSA, 2008). Além disso, considerando a imprecisão dos dados de óbitos e população, a cautela para trabalhar com este indicador é ainda maior.
Diante disso, não temos o intuito de comparar as regiões, e sim o comportamento do indicador em períodos anteriores e posteriores a seca de 1877-1879, assim como verificar inconsistências nos dados. No Brasil, durante o século XIX, os níveis de natalidade e mortalidade não apresentaram grande variabilidade, mantendo-se em patamares elevados (RIGOTTI, 2012). Desta forma, conforme uma estimativa para o Brasil a TBM entre 01/08/1872 a 32/12/1890 era em torno de 30,2 óbitos para cada mil habitantes (IBGE, 2006 apud RIGOTTI, 2012). Essa alta mortalidade está associada ao primeiro estágio da teoria da transição epidemiológica discutida por Omran (1998), caracterizado como estágio da peste e da fome. Segundo Omran (1998), nos países não ocidentais, como é o caso do
0,00 0,50 1,00 1,50 2,00 2,50
Fortaleza (São José) Ceará Rio Grande do Norte Natal (N. S. Apresentação)
Taxa de crescimento geométrico
Pro vín cia/E sta d o e Cap ita l
Brasil, o estágio da peste e da fome predominou até o final do século XIX. Nessa fase, a mortalidade era extremamente alta, as flutuações nos níveis de óbitos foram típicas e os picos coincidiram com os anos de epidemias, fome, fracassos nas colheitas e guerras. A mortalidade infantil excedia de 200 a 250 por 1.000 nascidos vivos. Da mesma forma, a mortalidade materna girava em torno de 1000 a 1.200 por 100.000 nascidos vivos. A expectativa de vida era curta, oscilando entre 20 e 35 anos ou mais, com predomínio de doenças transmissíveis, maternas, perinatais e nutricionais (OMRAN, 1998, p. 105).
Nesta perspectiva, para a paróquia de Nossa da Apresentação, temos a TBM para 1872 (11,4 óbitos para cada mil habitantes) e 1890 (18,6 óbitos para cada mil habitantes) (Tabela 2). Embora não tenhamos dados de população para o período da seca para a produção da TBM, os resultados para 1872 e 1890 indicam a presença de subnotificação4 dos dados de óbito e/ou população, pois os resultados não foram conforme o esperado para o período de alta mortalidade.
Já para Fortaleza (paróquia de São José) as estimativas brutas de mortalidade foram condizentes com esperado para um contexto de alta mortalidade. Em 1872, a TBM foi de 33,74. Em 1878, ano auge da seca que mais ocasionou mortalidade, a TBM foi em torno de 121 óbitos para cada mil habitantes. Em 1879, a taxa caiu para 6,4 (Tabela 2). Desconfia-se do resultado da taxa para este ano de 1879, principalmente em virtude dos dados de população, que assim como as informações de população de 1879, foram registradas por Teófilo (1922) pautando-se em contagens populacionais defeituosas. A TBM de 1888 foi de 43,4 óbitos para cada mil habitantes. Este ano iniciou-se outra seca na região que durou até 1889, embora tenha sido menos catastrófica do que a anterior. Em 1890, a TBM de 15,0 pode indicar uma queda da mortalidade, mas também problema com a qualidade dos dados (Tabela 2).
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Subnotificação é definido como ato ou efeito de subnotificar ou de notificar menos do que seria esperado. Neste artigo, a subnotificação dos dados de população e óbitos reflete a não captação
TABELA 2 – População/Óbitos Totais e Taxa Bruta de Mortalidade – Natal (Paróquia de N.
S. da Apresentação) e Fortaleza (Paróquia de São José) – 1870-1890
Fonte: Dados de óbitos: registros paroquiais de óbitos 1870-1890 (Natal) e 1870-1880
(Fortaleza). Dados de população: recenseamento de 1872 e 1890 (Natal e Fortaleza), Teófilo (1922) dados de população de Fortaleza de 1878 e 1879, e relatório de presidente de província de 1888.
Apesar das limitações da utilização de taxas brutas como medidas de mortalidade e do inerente defeito dos dados, a aplicação delas possibilitou refinar o conhecimento sobre a mortalidade naquele contexto de seca, a partir do resultado do cruzamento dos dados de óbitos com os de populações.
Para uma medida mais apurada da análise da mortalidade é recomendável a utilização da Taxa Específica de Mortalidade (TEM), pois possibilita a compreensão da mortalidade a partir da estrutura etária. Neste caso, a TEM expressa a distribuição percentual de óbitos em cada idade ou faixa etária, em relação ao número de população em cada idade ou faixa etária. Entre os usos da taxa, destaca-se uma análidestaca-se das condições de vida da população, uma vez que uma alta mortalidade entre menores de um ano está comumente associada a más condições de vida e de saúde. Além disso, uma concentração de óbitos em idades mais avançadas indica um aumento da expectativa de vida (RIPSA, 2008). No entanto,
Natal Fortaleza Natal Fortaleza Natal Fortaleza
1870 112 400 - - - -1871 76 348 - - - -1872 102 721 8947 21372 11,40 33,74 1873 43 671 - - - -1874 128 616 - - - -1875 132 790 - - - -1876 139 646 - - - -1877 189 2195 - - - -1878 855 13853 - 114404 - 121,1 1879 375 515 - 80036 - 6,43 1880 220 1112 - - - -1881 168 496 - - - -1882 404 377 - - - -1883 247 421 - - - -1884 171 437 - - - -1885 162 390 - - - -1886 114 335 - - - -1887 143 382 - - - -1888 146 639 - 14709 - 43,4 1889 187 1028 - - - -1890 255 352 13725 23465 18,6 15,0 Total 4.368 26.724 TBM Ano Óbitos População
também apresenta limitações, pois a sua interpretação depende da qualidade dos dados que na maioria dos casos, apresentam cobertura insatisfatória. Por isso, frequentemente utilizam-se técnicas de correção de subnotificação de óbitos para tratar dados deficientes.
Mesmo se tratando de dados brutos, ou seja, sem nenhuma correção da subnotificação, ao analisar a TEM estimada para paróquia de São José em 1872, nota-se um padrão de mortalidade associado a alta mortalidade entre crianças menores de um ano de idade. Isso indica más condições de vida e de saúde na paróquia de São José de Fortaleza, naquele ano. Certamente, esse padrão se repetiu durante todo o século XIX (Gráfico 2), exceto nos anos da seca de 1877 e 1878, quando o volume de óbitos entre crianças de 1 a 4 anos ultrapassou o de menores de 1 ano (DIAS, 2019, p. 185-186). Para a paróquia de Nossa Senhora da Apresentação (situada na cidade de Natal) não foi possível o cálculo da TEM em 1872, pois dentre os óbitos registrados nos documentos eclesiásticos, 96% não apresentam informações da idade do indivíduo.
GRÁFICO 2 – Taxa Específica de Mortalidade (dados observados) – Paróquia de São José
(Fortaleza) – 1872
Fonte: Dados de população: Censo de 1872; dados de óbitos: registros paroquiais, 1872.
Curiosamente, a função de mortalidade estimada para 1890 para as duas paróquias apresentaram uma curva semelhante, com destaque para algumas diferenças quanto ao nível. A diferença maior se concentra no grupo etário de menores de 1 ano, a paróquia de São José apresentou um resultado mais
0,001 0,010 0,100 1,000 < 01 01 - 04 05 - 09 10 - 14 15 - 19 20 - 24 25 - 29 30 - 39 40 - 49 50 - 59 60 - 69 70 o u mais lo g ( TE M) Grupo etário
condizente com a alta mortalidade registrada entre crianças. Enquanto que em Natal, os óbitos entre menores de 1 ano não foram registrados. Neste ano, 13% dos óbitos registrados na paróquia de Nossa Senhora da Apresentação não apresentaram a informação da idade, o que sinaliza uma cobertura de óbitos deficiente, principalmente entre crianças de 0 a 4 anos. Nesse sentido, a curva de mortalidade foi semelhante entre as duas paróquias a partir do grupo etário de 5 a 9 anos até 75 ou mais anos, com um nível maior de mortalidade na paróquia de Nossa Senhora da Apresentação. O nível de mortalidade foi semelhante entre as duas cidades nos grupos etários de 5 a 9, 30 a 34, 40 a 44 e 75 anos ou mais (Gráfico 3).
GRÁFICO 3 – Taxa Específica de Mortalidade (dados observados) – População total,
Paróquia de N. S. da Apresentação (Natal) e São José (Fortaleza) – 1890
Fonte: Dados de população: censo de 1890; dados de óbitos: registros paroquiais, 1890.
Conforme apresentado, apenas com os dados de população e óbito sem aplicação de nenhuma técnica de correção de subnotificação não podemos tirar conclusões definitivas a respeito do contexto da mortalidade nas duas capitais. Entretanto, é possível tecer algumas considerações importantes: 1) o baixo crescimento populacional entre 1872 e 1890 em Fortaleza, provavelmente se deu em decorrência da seca entre 1877 e 1879; 2) o crescimento positivo na capital do Rio Grande do Norte entre 1872 e 1890, indica que a cidade conseguiu se recuperar da seca mais rápido do que Fortaleza; 3) em ambas as paróquias, principalmente em 1890, os resultados das estimativas de mortalidade observadas, indicam
0,001 0,010 0,100 1,000 < 01 01 - 04 05 - 09 10 - 14 15 - 19 20 - 24 25 - 29 30 - 34 35 - 39 40 - 44 45 - 49 50 - 54 55 - 59 60 - 64 65 - 69 70 - 74 75 o u mais log (T EM) Grupo etário TEM Natal TEM Fortaleza
problemas na qualidade de cobertura dos dados. Necessita, desta forma, de uma correção do grau de cobertura de subnotificação dos dados de população e de óbito.
Crises de mortalidade nos anos da seca
Em virtude do regime demográfico de secas vivenciado pela região, foi aplicado os métodos para calcular a intensidade das crises de mortalidade que permitem identificar anos em que a mortalidade se comportou de forma não habitual. Se, no período da seca ocorrida entre 1877 e 1879, a mortalidade aumentou transformando-se uma crise, a intensidade desse aumento foi mensurado com base nos métodos de Lorenzo Del Panta e Massimo Livi-Bacci (1979) e Jacques Dupâquier (1979).
De acordo com o método de Del Panta e Livi-Bacci (1979) apresentados na Tabela 3, na paróquia de Nossa Senhora da Apresentação em Natal, os anos com crise de mortalidade foram: 1878 (crise grave), 1879 (crise pequena) e 1882 (crise pequena). O método de Dupâquier (1979) apresentou um resultado semelhante na identificação das crises, nos seguintes anos: 1877 (crise média), 1878 (crise maior ou importante), 1879 (crise menor) e 1882 (crise menor) Os anos de 1877 a 1879 foram justamente o período em que a província do Rio Grande do Norte foi atingida pela seca, o que elevou a mortalidade, tornando-se uma crise. Em 1882 também foi registrado uma pequena crise. Neste ano, houve uma epidemia de varíola que elevou a mortalidade da capital, em que 39% (159 em relação ao total de 404) dos óbitos registrados foram provocados pela doença. (Tabela 3).
TABELA 3 – Crises de mortalidade – Método Del Panta e Bacci / Dupâquier – Paróquia de
N. S. da Apresentação (Natal), 1872-1890
Fonte: Elaboração própria com base nos registros paroquiais de óbitos da paróquia de Nossa Senhora da
Apresentação (Natal), disponível no software NACAOB.
Conforme apresentado na Tabela 4, na paróquia de São José em Fortaleza, foram identificadas crises nos anos: 1877 (crise média), 1878 (crise gravíssima) e 1880 (crise pequena), segundo o método de Del Panta e Livi-Bacci (1979). O método de Dupâquier corrobora com o resultado ao identificar crises de mortalidade nos anos da seca, mas não apresenta crise para o ano de 1880 e acrescenta-se uma em 1889. Neste caso, destaca-se os anos de crise: 1877 (crise maior ou importante), 1878 (crise superior ou grande crise) e 1889 (crise média) (Tabela 4).
Crise >= 50% Classificação Índice Magnitude Classificação 1872 4,5
1873 -60,5 1874 2,1 1875 -9,6 1876 -9,7
1877 -2,1 2,9 2 Crise média Sem inf. causa morte
1878 307,1 Crise grande 17,9 5 Crise maior ou importante Sem inf. causa morte 1879 74,0 Crise menor 0,8 1 Crise menor Sem inf. causa morte
1880 0,5 0,0 0
1881 -23,2 -0,3 0
1882 84,6 Crise menor 0,8 1 Crise menor Varíola
1883 16,1 -0,1 0 1884 -8,0 -0,5 0 1885 -12,8 -0,6 0 1886 -0,9 0 1887 -0,7 0 1888 -0,7 0 1889 -0,3 0 1890 0,8 0 Crise de mortalidade Dupâquier
TABELA 4 – Crises de mortalidade – Método Del Panta e Bacci / Dupâquier – Paróquia de
São José (Fortaleza), 1872-1890
Fonte: Elaboração própria com base nos registros paroquiais de óbitos da paróquia de São José
(Fortaleza), disponível em: https://www.familysearch.org.
No primeiro ano da seca, em 1877, a crise de mortalidade foi provocada pela epidemia de febre amarela, na qual correspondeu a 41,0% dos óbitos (900 em relação ao total de 2.195) (DIAS, 2019, p. 187). No segundo ano, em 1878 foi identificado uma crise de mortalidade tendo a febre como principal causa morte, representou 56,0% dos óbitos registrados (7.762 em relação ao total de 13.849) (DIAS, 2019, p. 187). Em 1880 foi identificado pelo método de Del Panta e Livi-Bacci (1979) uma pequena crise de mortalidade provocada pelo espasmo, constituiu 24,1% (268 em relação ao total de 1.112). Em 1889, teria uma ocorrido outra seca, de menor intensidade. Neste ano, foi registrado pelo método de Dupâquier (1979) uma crise de mortalidade de magnitude média e a principal causa de óbito registrada também foi o espasmo, correspondeu 19,3% dos óbitos (198 em relação ao total de 1.028).
Espasmo é definido como convulsão ou contração involuntária dos músculos (BLUTEAU, 1728, p. 547; CHERNOVIZ, 1890, p. 1028). Chernoviz (1890) – médico e autor do dicionário de medicina popular – discute a difícil definição do espasmo, uma vez que se trata de uma palavra designada para representar diversas doenças ou sintomas, tais como: convulsão, ataque dos nervos, tétano ou apoplexia5. Dado essa complexidade, cruzamos a
5
E segundo Chernoviz (1890), espasmo significa: “contracção involuntaria dos musculos,
Crise >= 50% Classificação Índice Magnitude Classificação
1872 21,9
1873 5,9
1874 -3,2
1875 9,1
1876 -10,8
1877 203,0 Crise grande 12,0 4 Crise maior ou importante Febre amarela
1878 1901,1 Crise grave 26,0 5 Crise superior ou grande crise Febre
1879 -21,8 -0,4 0
1880 76,2 Crise pequena -0,2 0 Espasmo
1881 -13,6 -0,4 0 1882 -29,7 -0,5 0 1883 -10,2 -0,4 0 1884 -6,7 -0,4 0 1885 -13,1 -0,4 0 1886 -0,4 0 1887 -0,4 0 1888 -0,3 0
1889 2,4 2 Crise média Espasmo
1890 -0,8 0
Crise de mortalidade Dupâquier
causa morte com as informações de idade. Verificamos que em 1880, 80% dos óbitos registrados na paróquia de São José com causa espasmo eram de crianças menores de 1 ano de idade (214 casos em relação ao total de 268). Em 1889, 86% dos óbitos registrados com a mesma causa também eram entre menores de 1 ano (171 em relação ao total de 198). A predominância de crianças menores de 1 ano com a causa espasmo também foi registrada durante os anos da seca. O espasmo foi a segunda causa mais registrada em 1877 (16,4%), a quarta em 1878 (3%) e a terceira em 1879 (13,1%) (DIAS, 2019, p. 187). Durante este período (1877-1879), dentre os 843 óbitos ocasionados pelo espasmo, 80,3% (677) ocorreu entre crianças menores de 1 ano de idade (DIAS, 2019, p. 188).
Diante do exposto, os resultados do método de cálculo da intensidade das crises desenvolvido por Dupâquier (1979) coincidiram com os apresentados para o método de Del Panta e Livi-Bacci (1979) no que se refere a identificação da crise de mortalidade nos anos da seca (1877-1878), tanto em Natal, quanto em Fortaleza. Também foi identificado crises menores em anos posteriores a seca, em 1882 (varíola) em Natal e em 1880 e 1889 (espasmo), em Fortaleza.
Entretanto, é importante ressaltar algumas considerações sobre as limitações e potencialidades de ambos os métodos. A desvantagem reside no fato de que os métodos se baseiam somente no quantitativo total de óbitos, sem considerar o tamanho da população e a estrutura etária. Neste caso, caso ocorra um aumento populacional rápido, a crise de mortalidade pode ser inadequadamente estimada. Pois, conforme a população aumenta, o número total de óbitos tende a crescer. No método de Dupâquier, por exemplo, classifica uma crise quando os óbitos ultrapassam em mais de 50% a média do período normal de mortalidade, neste caso, quando há alteração na média para mais indica crise de mortalidade. Esse pressuposto pode ser questionado se levado em conta outros fatores da dinâmica populacional, como alta mortalidade infantil e na infância, migração e rápido crescimento populacional que podem elevar o número de óbitos totais, sem consistir, necessariamente, numa crise de mortalidade.
urethra, etc. Precede frequentemente a convulsão, mas pode tambem existir sem ella. Além d‟isto, o sentido da palavra espasmo é mui vago: ás vezes emprega-se como synonymo de convulsão; frequentemente toma-se por ataque de nervos. Applica-se tambem o nome ar de espasmo á molestia chamada tetano; e com o mesmo nome se designa algumas vezes a apoplexia. Pelo que se vê, não posso indicar n‟este logar o tratamento do espasmo” (CHERNOVIZ, 1890, p. 1028).
Por outro lado, o método de Dupâquier se destaca por ser mais eficiente e sensível para verificar as flutuações no nível de mortalidade, ao estabelecer índices de classificação das crises6. No entanto, há de considerar que a mortalidade nunca é distribuída de forma igual ao longo dos doze meses do ano. Geralmente, as epidemias atingem as populações durante determinados meses do ano. Neste caso, os valores anuais de óbitos são aproximações, uma análise dos óbitos de forma mensal poderia ser mais adequada (DAVID, 1992, p. 22). Apesar das limitações, o método de Dupâquier é recomendado para mensuração da intensidade das crises de mortalidade de sociedades pré-estatísticas (anteriores à realização dos censos) (APPLEBY, 1979, p. 285 apud DAVID, 1992, p. 23).
CONCLUSÃO
Neste artigo foi posto uma hipótese inicial de que a seca de 1877-1879 e as epidemias, provocaram crises de mortalidade e alteraram o ritmo de crescimento populacional entre os recenseamentos de 1872 e 1890 das paróquias de São José (Fortaleza) e Nossa Senhora da Apresentação (Natal). Os resultados da aplicação da taxa de crescimento populacional indicam que a seca impactou o ritmo de crescimento populacional da região de formas diferentes. A cidade de Natal não foi tão afetada dado ao crescimento rápido da sua população entre 1872 e 1890. Já em Fortaleza, a taxa de crescimento populacional entre os dois censos foi menor, indicando forte incidência de saída de população agravado em anos de seca, seja pela emigração, seja pela mortalidade.
O que corrobora ainda mais com a hipótese, foram os resultados da aplicação dos métodos de cálculo da intensidade das crises de mortalidade, apesar de suas limitações. Além de identificarem crises nos anos de secas, e em anos posteriores (1880 e 1889 em Fortaleza, e 1882 em Natal), o cruzamento com a causa de óbito revelou as doenças epidêmicas que causaram a crise de mortalidade. Na paróquia de São José, em 1877 foi identificado uma epidemia de febre amarela; em 1878, a febre se destacou; e em 1879, a varíola. Nos anos de 1880 e 1889, a causa morte em destaque que elevou a mortalidade foi o espasmo.
6
Dupâquier (1979) estabeleceu índices de classificação da intensidade das crises: quando o valor do índice for 1, representa magnitude 1 e portanto, uma crise de mortalidade menor; índice entre 2 e 3, magnitude 2 e crise média; índice entre 4 e 7, magnitude 3 e crise forte; índice entre 8 e 15, magnitude 4 e crise maior ou importante; índice entre 16 e 31, magnitude 5 e crise superior ou super
Por outro lado, na paróquia de Nossa Senhora da Apresentação, a não declaração da causa de morte dificultou o cruzamento com os anos de crise apontados pelos métodos. Foi possível identificar a principal doença que provocou a crise de mortalidade em 1882: a epidemia de varíola.
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Disponível em: http://dicionarios.bbm.usp.br/pt-br/dicionario/edicao/1. Acesso em: 2 ago. 2019.
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