Periodicidades na mortalidade «todas as causas» entre 1980 e 2000 em Portugal: resultados do projecto ISADORA*

(1)

Paulo Nogueira é licenciado e mestre em Probabilidades e Estatís-tica, estatista no Observatório Nacional de Saúde do Instituto Nacional de Saúde Dr. Ricardo Jorge e investigador-coordenador do projecto ISADORA — Investigação da Sazonalidade de Doen-ças com Repercussões Acentuadas.

Eleonora Paixão é licenciada em Matemáticas Aplicadas no ramo de Estatística e Investigação Operacional, mestranda em Estatís-tica e Gestão de Informação e estatista no Observatório Nacional de Saúde — Instituto Nacional de Saúde Dr. Ricardo Jorge, onde é membro da equipa do projecto ISADORA.

Emanuel Rodrigues é bacharel em Enfermagem, licenciado em Matemáticas Aplicadas no ramo de Estatística e Investigação Operacional e mestrando em Saúde Pública. Estagiário no Obser-vatório Nacional de Saúde — Instituto Nacional de Saúde Dr. Ricardo Jorge, onde é membro da equipa do projecto ISADORA.

Submetido à apreciação: 5 de Maio de 2005. Aceite para publicação: 20 de Outubro de 2005.

Periodicidades na mortalidade

«todas as causas»

entre 1980 e 2000 em Portugal:

resultados do projecto ISADORA*

PAULO NOGUEIRA

ELEONORA PAIXÃO EMANUEL RODRIGUES

Introdução: vários estudos apontam para a existência de periodicidades/sazonalidade na mortalidade. Este artigo apresenta resultados de uma aplicação sistemática de uma metodologia de decomposição espectral, aos dados de mor-talidade «todas as causas», total, por grupo etário e por grupo etário e sexo, em três períodos de tempo diferentes; (1) 1980-2000; (2) 1981-1990; (3) 1991-2000.

Metodologia: foi retirada, para cada série de dados, a ten-dência linear, no caso de esta existir. A análise dos dados foi realizada através do periodograma de Schuster, e a sig-nificância estatística foi obtida através do teste de Priestley.

Resultados: este artigo permite conclusões globais acerca da evolução da mortalidade em Portugal entre 1980 e 2000. Foram encontradas várias periodicidades que carecem de intervenção (periodicidade semanal na mortalidade dos jovens do sexo masculino do grupo etário 15-24 anos); e novas perspectivas (desaparecimento da periodicidade neo-natal e novos padrões de mortalidade nas mulheres do grupo etário 45-54 anos).

Palavras chave: sazonalidade; periodicidades; decomposi-ção espectral; séries de Fourier; mortalidade; mortalidade juvenil.

0. Introdução

Tipicamente encontram-se picos de mortalidade «todas as causas» entre Janeiro e Março nos países do hemisfério Norte. Na Europa, os países com as menores flutuações são os países escandinavos, enquanto que países como o Reino Unido e a Irlanda têm a maior relação entre o Inverno e a mortalidade (Rau, 2004).

Nos Estados Unidos, foram estudados os padrões sazonais da mortalidade e morbilidade da asma nos grupos etários dos 5 aos 34 anos de idade. Tendo sido comprovado a existência de picos na mortali-dade de Junho a Agosto (Weiss, 1990).

As doenças coronárias também revelaram sazonali-dade no Reino Unido. Um estudo publicado no jornal

on-line de Oxford, em 1999, refere que a mortalidade

por doença coronária exibe um pico no Inverno e outro no Verão (Pell e Cobbe, 1999).

(2)

Para definir a recta de tendência dos dados é neces-sário calcular um coeficiente b que define o declive.

Cov (x, y) S_xy b = _{Var (x)} =_S

x2

O teste de hipótese ρ = 0 (Snedecor, 1989) é reali-zado através da distribuição t-student

N – 2 t_r= r _{1 – r}2 ∩ t_{(N – 2)}

No caso da hipótese alternativa ser verdadeira, então retira-se a tendência à série através da transformação da série y = a + bx + e, b≠ 0 obtendo-se a série com tendência linear estabilizada y1= y – bx.

1.3. Periodograma

O periodograma é um método gráfico, desenvolvido por Schuster no século XIX, para identificar

periodici-dades em séries de dados.

A quantidade I (W_k) representa a forma como a varia-bilidade total da série é repartida ao longo das várias componentes de cada uma das frequências de Fourier. Na₀2_; _{k = 0} I (W_k) = k = 1, 2..., N Na_N2_; _{k =} _{(se N par)} Na₂ 2

1.4. Testes aos picos do periodograma

Utiliza-se o teste exacto de Fisher para analisar se a maior ordenada do periodograma é significativa:

I(1)_(w 1)

U =

a respectiva distribuição exacta é definida por:

m (N – 1)/2 N –1

P(U > u) = (–1)(j –1) _{(1 – ju)} 2 ₍₁₎

j = 1 j

Define-se u > 0 e m como o maior inteiro menor ou igual a . É no âmbito desta discussão que surge o projecto

ISADORA — Investigação da Sazonalidade das Doenças com Repercussões Acentuadas. Este pro-jecto, desenvolvido no Observatório Nacional de Saúde do Instituto Nacional de Saúde Dr. Ricardo Jorge, propõe-se investigar a sazonalidade da morta-lidade, e da morbilidade em Portugal entre 1980 e 2000.

Ao longo deste artigo o leitor encontrará uma descri-ção dos resultados obtidos após a aplicadescri-ção de uma metodologia de decomposição espectral à mortali-dade de três períodos temporais: 1980 a 2000, 1980 a 1990 e 1991 a 2000. Em cada um destes períodos é realizada uma análise aos dados divididos por grupo etário e por grupo etário e sexo.

1. Metodologia

Para a realização do estudo da sazonalidade na mor-talidade «todas as causas», entre 1980 e 2000, em Portugal, por grupo etário e por grupos etários e sexo, utilizou-se uma sequência de procedimentos que são descritos de seguida.

1.1. Teste de Kolmogorov-Smirnov

Foi realizado o teste de Kolmogorov-Smirnov (KS) de modo a rejeitar a hipótese de os conjuntos de dados serem ruídos brancos.

Brockwell e Davis (1987) demonstraram que para testar a hipótese nula de que Z_t é um ruído branco,

basta utilizar o teste de KS.*

D_N= Sup|F_N*_{(x) – F (x)|} x∈ℜ

de forma a analisar a compatibilidade da função dis-tribuição empírica com a função disdis-tribuição uni-forme.

1.2. Teste à existência de relação linear entre duas variáveis

A teoria de detecção de periodicidades pressupõe a homogeneidade da série temporal dos dados, com-portamento caracterizado pela ausência de tendências ascendentes ou decrescentes. Assim, quando as séries apresentam tendências lineares de crescimento ou decréscimo ao longo do tempo, estas tendências podem ser removidas.

* N representa a dimensão da amostra.

앀

a_k2_{+ b} k 2 2 N – 1 2

* a_k e b_k são designados por coeficientes de Fourier, sendo obtidos

através do método dos mínimos quadrados.

[

]

* (N – 1) 2 k = 1 I(w_k)

Σ

–1

(

Σ

)

(

)

1 u

ê

ò

ë

ò

ì

(3)

Whittle (1952) desenvolveu uma extensão deste teste, com o objectivo de analisar a segunda maior orde-nada do periodograma, terceira maior ordeorde-nada, …, e assim sucessivamente.

Priestley (1981) aconselha a remoção de todas as ordenadas que se encontrem à distância 2π/N do maior pico de forma para tornar esta metodologia mais eficiente.

Sugere-se, a quem deseje uma abordagem mais apro-fundada sobre esta metodologia, a leitura do relatório interno do ONSA elaborado no âmbito do projecto ISADORA (Nogueira, Paixão e Rodrigues, 2005).

2. Resultados

2.1. Mortalidade «todas as causas»

A mortalidade «todas as causas» entre 1980 e 2000 apresentou múltiplas periodicidades, surgindo com maior destaque a periodicidade anual (365,24 dias) e a semestral (182,62 dias) que constituem evidências da existência de sazonalidade na mortalidade total. Surgiram a seguir, na ordem de importância, periodi-cidades de 32 meses (2,6 anos ou 958,75 dias), 19 meses (1,6 anos ou 590,00 dias), 4 meses (121,75 dias), e outras periodicidades de menor dimensão 8 meses (232,42 dias), 9 meses (264,48 dias) e 21 meses (639,17 dias) (Quadro I).

Após observação da distribuição das referidas periodicidades ao longo do tempo, constatou-se que a mortalidade anual situou-se nos meses de Dezem-bro e Janeiro. É de notar, também, a existência de um pico de mortalidade no Verão, nos meses de Julho e de Agosto, o que justifica a existência da periodici-dade semestral (Figura 1).

Ao observar somente o período de 1980 a 1990 a mortalidade «Todas as causas» apresentou três perio-dicidades, surgindo com maior relevo a periodicidade anual (365,24 dias) e a semestral (182,62 dias) que constituem evidências da existência de sazonalidade na mortalidade total. Surgiu, ainda, uma periodici-dade de cerca de 18 meses (1,6 anos ou 574,00 dias)

(Quadro II).

Por fim, a mortalidade «todas as causas» entre 1991 e 2000 apresentou cinco periodicidades distintas. As mais significativas continuam a ser a periodicidade anual (365,24 dias) e a semestral (182,62 dias) que constituem, também, evidências da existência de sazonalidade na mortalidade «todas as causas» durante este período temporal. Aparecem, em seguida, por ordem de importância, periodicidades de 30 meses (2,5 anos ou 913,00 dias), 8,6 meses (260,86 dias), e 7,5 meses (228,25 dias)

(Qua-dro III).

2.2. Mortalidade «todas as causas» por grupo etário

2.2.1. Grupo etário (< 1 ano)

Ambos os sexos

Neste grupo etário, durante o período temporal entre 1980 e 2000, foram observadas tendências sistemáti-cas. Apesar disso foi detectada uma periodicidade anual (365,24 dias) (Quadro I), situada no mês de Janeiro (Figura 2).

Ao observar o período temporal 1980-1990 a morta-lidade deste grupo etário apresentou uma periodici-dade anual e sinal de existência de uma tendência sistemática (Quadro II).

Por outro lado, ao observar o período temporal entre os anos 1991 e 2000, a mortalidade neste grupo etário apresentou apenas uma tendência sis-temática, não revelando a existência de qualquer tipo de periodicidade. Estes factos apontam para a ocorrência de uma dessazonalização da mortali-dade infantil entre os anos 80 e os anos 90

(Qua-dro III).

Desagregação por sexo

Ao observar os anos de 1980 a 2000, em conjunto, conclui-se que as periodicidades observadas foram as mesmas para o conjunto da mortalidade em ambos os sexos — a periodicidade anual. Existiu, ainda a indi-cação de tendência sistemática de evolução desta mortalidade. De notar que no sexo feminino a perio-dicidade anual foi menos significativa que no sexo masculino (Quadro I).

Neste grupo etário, durante o período 1980-1990, surgiu apenas a periodicidade anual em ambos os sexos (Quadro II).

Nenhum dos sexos apresentou periodicidades na mortalidade entre o período de 1991 e 2000

(Qua-dro III).

2.2.2. Grupo etário (1-4 anos)

Ambos os sexos

Entre o período de 1980 e 2000 este grupo etário não apresentou qualquer periodicidade, para além de uma tendência sistemática de evolução decrescente

(Qua-dro I).

Também não existiram periodicidades quando as décadas foram consideradas em separado (Quadros

(4)

Quadro I

Periodicidades da mortalidade «todas as causas» no período (1980 a 2000), por grupo etário e por grupo etário e sexo

Grupo etário Sexo KS p* Periodicidades (p)**

Mortalidade total

Todos Ambos 0,741 365,24(0,000); 182,62(0,000); 958,75(0,000); 590,00(0,001); 121,75(0,001); 232,42(0,016); 264,48(0,033); 639,17(0,042)

Mortalidade total por grupo etário

< 1 ano Ambos 0,163 7,670,00(0,000); 365,24(0,000); 3,835,00(0,000) 1-4 anos Ambos 0,023 7,670,00(0,001) 5-14 anos Ambos 0,043 365,24(0,000); 182,62(0,000) 15-24 anos Ambos 0,111 365,24(0,000); 7,00(0,000); 182,62(0,000) 25-34 anos Ambos 0,049 365.24(0,000); 7.00(0,000); 182,62(0,000) 35-44 anos Ambos 0,027 182,62(0,017) 45-54 anos Ambos 0,078 365,24(0,000); 7,670,00(0,000); 182,62(0,000) 55-64 anos Ambos 0,222 365,24(0,000); 7,670,00(0,000); 182,62(0,000) 65-74 anos Ambos 0,490 365,24(0,000); 182,62(0,000); 7,670,00(0,000); 958,75(0,000) ≥ 75 anos Ambos 0,766 365,24(0,000); 182,62(0,000); 958,75(0,000); 590,00(0,000); 121,75(0,000); 232.42(0,020)

Mortalidade total por grupo etário e por sexo < 1 ano Feminino 0,076 7,670,00(0,000); 365,24(0,001) Masculino 0,103 7,670,00(0,000); 365,24(0,000) 1-4 anos Feminino 0,016 Masculino 0,018 5-14 anos Feminino 0,024 Masculino 0,036 365,24(0,000); 182,62(0,000) 15-24 anos Feminino 0,008 Masculino 0,110 365,24(0,000); 7,00(0,000); 182,62(0,000) 25-34 anos Feminino 0,014 Masculino 0,043 365,24(0,000); 7,00(0,000); 182,62(0,002) 35-44 anos Feminino 0,024 Masculino 0,025 45-54 anos Feminino 0,025 365,24(0,000); Masculino 0,068 7,670,00(0,000); 182,62(0,000); 365,24(0,000) 55-64 anos Feminino 0,096 365,24(0,000); 182,62(0,000); 7,670,00(0.000) Masculino 0,162 365,24(0,000); 7,670,00(0,000); 182,62(0,000) 65-74 anos Feminino 0,311 365,24(0,000); 182,62(0,000); 7,670,00(0,000) Masculino 0,384 365,24(0,000); 182,62(0,000); 7,670,00(0,000); 958,75(0,001) ≥ 75 anos Feminino 0,693 365,24(0,000); 182,62(0,000); 958,75(0,000); 590,00(0,000); 121,75(0,007) Masculino 0,676 365,24(0,000); 182,62(0,000); 958,75(0,000); 121,75(0,000); 590,00(0,021); 319,58(0,047)

* p — referente ao teste de KS para testar a hipótese nula de os dados serem um processo de ruído aleatório. ** (p) — referente ao teste de Priestley para a hipótese nula de a série não conter componentes periódicas. Desagregação por sexo

Se a análise for realizada a todo o período temporal (1980 a 2000), este grupo etário não evidencia qual-quer periodicidade. Desvaneceu-se, com a desagrega-ção da mortalidade por sexos, a tendência sistemática de evolução que surgiu com a respectiva mortalidade agregada (Quadro I).

Se observarmos separadamente os períodos de 1980 a 1990 e de 1991 a 2000 conclui-se que nenhum dos

sexos apresentou periodicidades na mortalidade

(Quadros II e III).

Ambos os sexos

Este grupo etário apresentou uma periodicidade anual e semestral se avaliarmos todos os anos do

(5)

Quadro II

Periodicidades da mortalidade «todas as causas» no período de 1980 a 1990, por grupo etário e por grupo etário e sexo

Grupo etário Sexo KS p* Periodicidades (p)** Mortalidade total

Todos Ambos 0,718 365,27(0,000); 182,64(0,000); 574,00(0,009); Mortalidade por grupo etário de 1980 a 1990

< 1 ano Ambos 0,093 365,27(0,000); 4,018,00(0,031) 1-4 anos Ambos 0,020 5-14 anos Ambos 0,055 365,27(0,000); 182,64(0,000) 15-24 anos Ambos 0,126 365,27(0,000); 7,00(0,000); 182,64(0,000) 25-34 anos Ambos 0,050 365,27(0,000) 35-44 anos Ambos 0,025 45-54 anos Ambos 0,059 182,64(0,000); 365,27(0,001) 55-64 anos Ambos 0,213 365,27(0,000); 182,64(0,000) 65-74 anos Ambos 0,486 365,27(0,000); 182,64(0,000) ≥ 75 anos Ambos 0,750 365,27(0,000); 182,64(0,000); 574,00(0,021) Mortalidade por grupo etário e sexo de 1980 a 1990

< 1 ano Feminino 0,039 365,27(0,001) Masculino 0,059 365,27(0,000) 1-4 anos Feminino 0,024 Masculino 0,017 5-14 anos Feminino 0,031 Masculino 0,046 365,27(0,000); 182,64(0,001) 15-24 anos Feminino 0,014 Masculino 0,122 365,27(0,000); 7,00(0,000); 182,64(0,000) 25-34 anos Feminino 0,012 Masculino 0,052 365,27(0,000); 7,00(0,003) 35-44 anos Feminino 0,027 Masculino 0,020 45-54 anos Feminino 0,022 Masculino 0,047 182,64(0,001); 365,27(0,047) 55-64 anos Feminino 0,093 365,27(0,000); 182,64(0,002) Masculino 0,154 365,27(0,000); 182,64(0,000) 65-74 anos Feminino 0,321 365,27(0,000); 182,64(0,000) Masculino 0,385 365,27(0,000); 182,64(0,000) ≥ 75 anos Feminino 0,674 365,27(0,000); 182,64(0,000); 574,00(0,020) Masculino 0,666 365,27(0,000); 182,64(0,000)

* p — referente ao teste de KS para testar a hipótese nula de os dados serem um processo de ruído aleatório.

** (p) — referente ao teste de Priestley para a hipótese nula de a série não conter componentes periódicas.

intervalo 1980 e 2000 (Quadro I). Esta periodicidade anual localizou-se nos meses de Julho e Agosto. Por outro lado, os meses de Dezembro e Janeiro foram os responsáveis pela existência de um pico de mortali-dade no Inverno, o que justifica a presença de uma periodicidade semestral (Figura 3).

Ao observar apenas o período entre 1980 e 1990 a mortalidade deste grupo etário apresentou periodici-dade anual e semestral (Quadro II).

Não foram encontradas periodicidades entre 1991 e 2000 (Quadro III).

Neste grupo etário entre o período de 1980 e 2000 a mortalidade nas mulheres não apresentou qualquer periodicidade. Por outro lado a mortalidade

(6)

mas-Figura 3

Periodicidades da mortalidade «todas as causas» por grupo etário (5-14 anos) com os dados agrupados por mês (1980-2000)

Figura 1

Periodicidades da mortalidade «todas as causas» com os dados agrupados por mês (1980-2000)

1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 Data (mês de Janeiro) Data (mês de Janeiro) 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 16 000 14 000 12 000 10 000 8 000 6 000 4 000 2 000 0 Número de óbitos 120 100 80 60 40 20 0 Número de óbitos Jan. 81 Jun. 81 Jan. 82 Jan. 83 Mar. 84 Jan. 85 Jan. 86 Jan. 87 Jan. 88 Jan. 89 Jul. 85 Ago. 82 Jan. 90 Jul. 89 Jan. 92 Jul. 90 Jul. 91 Dez. 93 Ago. 95 Jan. 95 Ago. 97 Jan. 97 Jan. 98 Jan. 00 Jan. 99 Ago. 98 Jan. 80 Dez. 90 Jan. 93

Ago. 80

Ago. 81 Jun. 83 Ago. 86 Jun. 88 Ago. 82 Jul. 85 _{Jul. 87} Jul. 89 Jul. 90 Ago. 91 Jan. 82 Dez. 80 Jan. 83 Mar. 84 Jan. 85 Dez. 85 Jan. 87 Jan. 88 Dez. 88 Jan. 90 Dez. 96 Jul. 96 Ago. 98 Ago. 97 Jul. 00 Jul. 95 Figura 2

Periodicidades da mortalidade infantil (< 1 ano) com os dados agrupados por mês (1980-2000)

1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 Data (mês de Janeiro) 450 400 350 300 250 200 150 100 50 0 Número de óbitos Jan. 80 Dez. 80 Out. 81 Dez. 82 Fev. 84Jan. 85 Fev. 86 Jan. 87 Jan. 89 Jan. 92 Fev. 93 Jan. 94

Jan. 95 Dez. 96 Fev. 99 Jan. 00

(7)

Quadro III

Periodicidades da mortalidade «todas as causas» no período de 1991 a 2000, por grupo etário e por grupo etário e sexo

Grupo etário Sexo KS p* Periodicidades (p)**

Mortalidade total

Todos Ambos 0,767 365,20(0,000); 182,60(0,000); 913,00(0,000); 260,86(0,000); 228,25(0,002) Mortalidade total por grupo etário de 1991 a 2000

< 1 ano Ambos 0,035 3,652,00(0,032) 1-4 anos Ambos 0,012 5-14 anos Ambos 0,031 15-24 anos Ambos 0,085 7,00(0,000); 365,20(0,000) 25-34 anos Ambos 0,045 35-44 anos Ambos 0,028 45-54 anos Ambos 0,088 365,20(0,000); 182,60(0,000) 55-64 anos Ambos 0,190 365,20(0,000); 182,60(0,000) 65-74 anos Ambos 0,482 365,20(0,000); 182,60(0,000) ≥ 75 anos Ambos 0,780 365,20(0,000); 182,60(0,000); 260,86(0,000); 913,00(0,000); 228,25(0,018) Mortalidade por grupo etário e por sexo de 1991 a 2000

< 1 ano Feminino 0,022 Masculino 0,025 1-4 anos Feminino 0,020 Masculino 0,013 5-14 anos Feminino 0,020 Masculino 0,023 15-24 anos Feminino 0,015 Masculino 0,087 7,00(0,000); 365,20(0,000) 25-34 anos Feminino 0,019 Masculino 0,035 35-44 anos Feminino 0,023 Masculino 0,024 45-54 anos Feminino 0,025 365,20(0,001) Masculino 0,081 182,60(0,001); 365,20(0,009) 55-64 anos Feminino 0,091 365,20(0,000); 182,60(0,001) Masculino 0,131 365,20(0,000); 182,60(0,009) 65-74 anos Feminino 0,282 365,20(0,000); 182,60(0,000) Masculino 0,372 365,20(0,000); 182,60(0,000) ≥ 75 anos Feminino 0,710 365,20(0,000); 182,60(0,000); 913,00(0,000); 260,86(0,001); 228,25(0,026) Masculino 0,688 365,20(0,000); 182,60(0,000); 260,86(0,001); 913,00(0,003)

* p referente ao teste de KS para testar a hipótese nula de os dados serem um processo de ruído aleatório. ** (p) referente ao teste de Priestley para a hipótese nula de a série não conter componentes periódicas.

culina para o mesmo grupo etário apresentou perio-dicidade anual e semestral, as mesmas que surgiram no conjunto dos sexos (Quadro I).

Ao analisar o período entre 1980 e 1990 as mulheres não apresentaram periodicidades na mortalidade. Por outro lado, os homens apresentaram periodicidade anual e semestral na mortalidade (Quadro II). Por fim durante o período entre 1991 e 2000 nenhum dos sexos apresentou periodicidades na mortalidade

(Quadro III).

Ambos os sexos

Durante todo o período de 1980 a 2000 este grupo etário apresentou periodicidade anual e semestral. É possível observar, ainda, uma periodicidade de sete dias. Este facto indicia que neste grupo etário existem ou podem ter existido comportamentos semanais que se associam à ocorrência de mortalidade (Quadro I).

(8)

Quadro IV

Periodicidades da mortalidade «todas as causas» no período de 1980 a 2000, respeitante ao grupo etário 15-24 anos Ano KS p* Periodicidades (p)** 1980 0,178 366,00(0,000); 183,00(0,035) 1981 0,212 364,00(0,000) 1982 0,201 364,00(0,000); 182,00(0,035) 1983 0,086 7,00(0,001); 364,00(0,015) 1984 0,111 366,00(0,002) 1985 0,117 364,00(0,000); 182,00(0,028) 1986 0,078 7,00(0,040) 1987 0,144 364,00(0,000) 1988 0,179 183,00(0,041) 1989 0,110 364,00(0,000); 7,00(0,005) 1990 0,157 364,00(0,001); 7,00(0,012) 1991 0,192 7,00(0,000); 364,00(0,001) 1992 0,108 7,04(0,000) 1993 0,116 364,00(0,023) 1994 0,094 7,00(0,001) 1995 0,134 7,00(0,000) 1996 0,076 366,00(0,009); 7,04(0,010) 1997 0,046 7,00(0,030) 1998 0,067 7,00(0,005) 1999 0,081 2000 0,038 7,04(0,017)

* p referente ao teste de KS para testar a hipótese nula de os dados serem um processo de ruído aleatório. ** (p) referente ao teste de Priestley para a hipótese nula de a série não conter componentes periódicas.

A periodicidade anual localizou-se nos meses de Verão (Julho e Agosto), obtendo-se a periodicidade semestral ao juntar o pico de Inverno nos meses de Dezembro e Janeiro, tal como ocorre no grupo etário dos 5 aos 14 anos.

Em relação à periodicidade semanal encontrada neste grupo etário foi realizada uma análise da existência de periodicidades, ano a ano, de 1980 a 2000. Os resultados evidenciaram a existência de periodicida-des semanais em 11 dos anos do intervalo de 1980 a 2000 (Quadro IV).

De seguida foi escolhido o ano de 1994, que apresen-tava periodicidade semanal, e analisaram-se os meses

de Junho, Julho e Agosto. Foram escolhidos estes três meses pois são os que evidenciam os maio-res picos de mortalidade para este grupo etário

(Figura 4). Os resultados evidenciam que os maiores

picos de mortalidade estão localizados nas sextas--feiras e fins-de-semana, domingos e sábados. Exis-tiram, ainda, alguns picos de mortalidade que ocorre-ram durante dias de semana (terça-feira, quinta-feira e sexta-feira) (Figura 5).

Ao observar o período entre 1980 e 1990 foram reve-ladas na mortalidade deste grupo etário três periodi-cidades distintas a anual, semanal (7 dias) e semestral

(Quadro II).

No período de 1991 a 2000, das três periodicidades encontradas anteriormente, manteve-se somente a exis-tência da periodicidade semanal e da anual. É impor-tante notar que a periodicidade semanal revelou-se, durante esta década, mais significativa que a periodi-cidade anual (Quadro III).

Durante o período entre 1980 e 2000 este grupo etário apresenta para os homens, as mesmas periodi-cidades que no conjunto dos dois sexos; periodici-dade anual, semanal e semestral. Este facto mostra que são os homens que apresentam evidências de comportamentos que levam às respectivas periodici-dades. As mulheres não apresentaram qualquer tipo de periodicidade (Quadro I).

A periodicidade anual detectada na mortalidade masculina manteve-se localizada no Verão (Junho, Julho e Agosto), e o pico responsável pela periodi-cidade semestral no Inverno (Dezembro e Janeiro)

(Figura 6).

Foi realizada, novamente, uma pesquisa à existência de periodicidades, ano a ano, de 1980 a 2000 utili-zando os dados relativos ao grupo etário 15-24 anos do sexo masculino, obtendo-se os resultados apresen-tados no Quadro V. O ano de 1994, tomado como exemplo, apresentou, novamente, a periodicidade semanal. Os resultados da análise dos meses de Junho, Julho e Agosto de 1994 mostram, novamente, que os fins-de-semana (sábado e domingo) são os responsáveis pela maior parte dos picos semanais de mortalidade encontrados (Figura 7).

No período entre 1980 e 1990 as mulheres não apresen-taram periodicidades na mortalidade. Tal como no grupo etário anterior, os homens deste grupo etário apresentaram periodicidade anual e semestral, à qual foi acrescentada a periodicidade semanal (Quadro II). No sexo masculino observou-se, no período entre 1991 e 2000, a ocorrência de periodicidade semanal com primazia e depois anual (Quadro III).

(9)

Figura 4

Periodicidades da mortalidade «todas as causas» por grupo etário (15-24 anos) com os dados agrupados por mês (1980-2000) 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 Data (mês de Janeiro) 300 250 200 150 100 50 0 Número de óbitos Ago. 80 Jun. 81 Ago. 82

Ago. 83 Ago. 85 Ago. 87 Jul. 89 Ago. 91 Ago. 93 Ago. 95 Ago. 84

Ago. 86

Ago. 88 Ago. 90 Ago. 92 Ago. 94 Jul. 96

Fev. 84 Dez. 85 Jan. 88 Dez. 89 Dez. 91 Jan. 95 Dez. 96 Fev. 85

Jan. 83

Nov. 86

Dez. 88 Dez. 90 _{Fev. 93} _{Dez. 95}

Jul. 97 _{Ago. 99}

Dez. 98 Ago. 98 Jul. 00

Figura 6

Periodicidades da mortalidade «todas as causas» por grupo etário e sexo (15-24 anos, sexo masculino) com os dados agrupados por mês (1980-2000)

1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 Data (mês de Janeiro) 250 200 150 100 50 0 Número de óbitos Ago. 80

Jun. 81 Ago. 83 Ago. 85 _{Ago. 87} Ago. 88 Jul. 89 Ago. 86 Ago. 84 Ago. 82 Ago. 91 Ago. 90 Ago. 92 Ago. 93 Ago. 94 Ago. 95 _{Jul. 97} Jun. 96 Ago. 98 Ago. 99 Jul. 00 Jan. 81 Jan. 83 Fev. 84 Mar. 86 Mar. 88 Dez. 88 Jan. 90 Dez. 91 Fev. 93 Mar. 95 Dez. 95 Dez. 96 Mar. 98 Nov. 99 Figura 5

Periodicidades da mortalidade «todas as causas» por grupo etário (15-24 anos) com os dados dos meses de Junho, Julho e Agosto de 1994

1 Jun. 8 Jun. 15 Jun. 22 Jun. 29 Jun. 6 Jul. 13 Jul. 20 Jul. 27 Jul. 3 Ago. 10 Ago. 17 Ago. 24 Ago. 31 Ago.

Data 14 12 10 8 6 4 2 0 Número de óbitos 5.a_feira 5.a_feira Domingo 3.a_feira Domingo Domingo Domingo

Domingo Sábado Domingo 3.a_feira

Sábado 6.a_feira

(10)

Figura 7

Periodicidades da mortalidade «todas as causas» por grupo etário (15-24 anos, sexo masculino) nos meses de Junho, Julho e Agosto de 1994

Quadro V

Periodicidades da mortalidade «todas as causas» no período de 1980 a 2000, respeitante ao grupo etário 15-24 anos e ao sexo masculino Ano KS p* Periodicidades (p)** 1980 0,150 366,00(0,001); 183,00(0,013); 7,04(0,042) 1981 0,206 364,00(0,000) 1982 0,197 364,00(0,000) 1983 0,081 364,00(0,007); 7,00(0,011) 1984 0,100 366,00(0,004) 1985 0,130 364,00(0,000) 1986 0,073 7,00(0,017) 1987 0,143 364,00(0,000) 1988 0,177 183,00(0,005) 1989 0,098 364,00(0,000); 7,00(0,018) 1990 0,151 364,00(0,002) 1991 0,180 7,00(0,000); 364,00(0,005) 1992 0,129 7,04(0,000); 6,91(0,047) 1993 0,136 364,00(0,004) 1994 0,130 7,00(0,007); 364,00(0,034) 1995 0,096 7,00(0,000) 1996 0,080 7,04(0,001); 366,00(0,010) 1997 0,057 1998 0,065 7,00(0,002) 1999 0,077 2000 0,053 7,04(0,018)

* p referente ao teste de KS para testar a hipótese nula de os dados serem um processo de ruído aleatório.

** (p) referente ao teste de Priestley para a hipótese nula de a série não conter componentes periódicas.

1 Jun. 8 Jun. 15 Jun. 22 Jun. 29 Jun. 6 Jul. 13 Jul. 20 Jul. 27 Jul. 3 Ago. 10 Ago. 17 Ago. 24 Ago. 31 Ago.

Data 12 10 8 6 4 2 0 Número de óbitos 5.a_feira Domingo Domingo Domingo Domingo Domingo Domingo Domingo Sábado 3.a_feira 6.a_feira

(11)

Ambos os sexos

Ao observar o espaço de tempo entre 1980 e 2000 este grupo etário apresentou periodicidade anual e semestral. Indicia, tal como no grupo etário anterior, uma periodicidade de 7 dias. Este facto indica, tam-bém, que existem ou podem ter existido comporta-mentos semanais que se associam à ocorrência de mortalidade neste grupo etário (Quadro I).

A periodicidade anual localizou-se nos meses de Verão (Julho e Agosto) obtendo-se a periodicidade semestral ao juntar-se o pico de Inverno, nos meses de Dezembro e Janeiro.

Em relação à periodicidade semanal encontrada neste grupo etário foi realizada uma análise da existência de periodicidades ano a ano de 1980 a 2000 cujos resultados podem ser observados no Quadro VI. Os resultados não evidenciaram a existência de perio-dicidades semanais em qualquer dos anos analisados, pelo que não foi realizado um estudo mais aprofun-dado.

Durante o período entre 1980 e 1990 a mortalidade deste grupo etário apresentou somente uma periodici-dade anual (Quadro II).

A mortalidade deste grupo etário não revelou a exis-tência de qualquer tipo de periodicidade durante o período 1991 e 2000 (Quadro III).

Durante o período de 1980 a 2000 este grupo etário apresentou, para os homens, as mesmas periodicida-des que no conjunto dos dois sexos; a periodicidade anual, semanal e semestral. Este facto mostra que, também neste grupo etário, os homens evidenciam comportamentos que levam à existência destas periodicidades na mortalidade. As mulheres não apresentaram periodicidades na mortalidade

(Qua-dro I).

No período entre 1980 e 1990 as mulheres não apre-sentaram periodicidades na mortalidade. Os homens deste grupo etário apresentaram uma periodicidade anual e semanal na sua mortalidade (Quadro II). Entre os anos 1991 e 2000 nenhum dos sexos apre-sentou periodicidades na mortalidade (Quadro III).

Ambos os sexos

Para este grupo etário, entre o período de tempo de 1980 a 2000, houve evidência da existência de uma periodicidade semestral (Quadro I), cujos picos se encontraram, maioritariamente, nos meses de Verão (Julho e Agosto) e Inverno (Dezembro e Janeiro). Não houve qualquer periodicidade nos outros dois períodos estudados (Quadros II e III).

Em qualquer dos três períodos analisados a periodi-cidade semestral, detectada anteriormente, desvane-ceu-se com a desagregação da mortalidade por sexos

(Quadros I, II e III). Quadro VI

Periodicidades da mortalidade «todas as causas» no período de 1980 a 2000, res-peitante ao grupo etário 25-34 anos Ano KS p* Periodicidades (p)** 1980 0,109 61,00(0,037) 1981 0,062 1982 0,054 1983 0,093 1984 0,071 1985 0,122 1986 0,032 1987 0,095 364,00(0,000) 1988 0,060 1989 0,117 1990 0,091 364,00(0,002) 1991 0,116 1992 0,072 1993 0,049 1994 0,066 1995 0,109 1996 0,055 1997 0,057 1998 0,051 3,28(0,039) 1999 0,043 2000 0,062

* p — referente ao teste de KS para testar a hipótese nula de os dados serem um pro-cesso de ruído aleatório.

** (p) — referente ao teste de Priestley para a hipótese nula de a série não conter com-ponentes periódicas.

(12)

Ambos os sexos

Durante o período de 1980 a 2000 foram observadas tendências sistemáticas. Apesar disso foi detectada uma periodicidade anual e semestral (Quadro I). A periodicidade anual localizou-se nos meses de Inverno (Dezembro e Janeiro) obtendo-se a periodi-cidade semestral ao juntar o pico de Verão nos meses de Julho e Agosto (Figura 8).

Durante o período de 1980 a 1990 a mortalidade deste grupo etário apresentou, igualmente, periodici-dade anual e semestral (Quadro II). É importante

referir que a periodicidade semestral revelou ser mais significativa do que a anual.

O período de 1991 a 2000 apresentou um resultado análogo ao período referido anteriormente

(Qua-dro III). A diferença reside no nível de significância

das duas periodicidades que neste período se encon-traram invertidas.

Durante o período 1980 e 2000 a mortalidade, nas mulheres deste grupo etário, apresentou somente uma periodicidade anual, situada em Janeiro (Figura 9).

Figura 9

Periodicidades da mortalidade «todas as causas» por grupo etário e sexo (45-54 anos, sexo feminino) com os dados agrupados por mês (1980-2000)

1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 Data (mês de Janeiro) 300 250 200 150 100 50 0 Número de óbitos Jan. 81 Jan. 93 Jan. 94 Dez. 94 Jan. 96 Jan. 97 Jan. 98 Jan. 99 Jan. 00 Jan. 92 Figura 8

Periodicidades da mortalidade «todas as causas» por grupo etário (45-54 anos) com os dados agrupados por mês (1980-2000) 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 Data (mês de Janeiro) 700 600 200 500 400 300 200 100 0 Número de óbitos Jan. 81 Jan. 82 Jan. 83 Jan. 85 Dez. 85 Dez. 86 Jan. 89 Jan. 90 Jan. 93

Jan. 92 Jan. 94 Dez. 95

Dez. 96 _{Jan. 99} Jan. 98 Jan. 00 Ago. 80 Ago. 81 Ago. 82 Ago. 85 Jul. 86 Jul. 89 Jul. 90 Jul. 91 Ago. 92 Ago. 93 Jul. 96 Jul. 97

(13)

Figura 10

Periodicidades da mortalidade «todas as causas» por grupo etário e sexo (45-54 anos, sexo masculino) com os dados agrupados por mês (1980-2000)

1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 Data (mês de Janeiro) 450 400 350 300 250 200 150 100 50 0 Número de óbitos Jan. 81 Jan. 83 Mar. 84 Jan. 85 Dez. 85 Nov. 86

Jan. 89 Jan. 92 Jan. 94 Jan. 93 Dez. 96 Dez. 99 Jan. 95 Dez. 95 Jan. 99 Ago. 98 Jul. 96 Ago. 94 Ago. 92 Dez. 89 Jul. 89 Ago. 88 Ago. 86 Ago. 85 Jun. 84 Ago. 82 Ago. 81 Ago. 80 Jul. 91

Por outro lado, os homens apresentaram a periodici-dade semestral como a mais significativa, localizada no Verão (Julho e Agosto), seguida da periodicidade anual, localizada no Inverno (Dezembro e Janeiro). Consequentemente, é possível observar, na mortali-dade dos homens deste grupo etário, uma maior pro-ximidade entre o pico de mortalidade do Inverno e o pico de Verão (Figura 10). Os homens apresentam, ainda, uma tendência sistemática significativa

(Qua-dro I).

Durante o período entre 1980 e 1990 as mulheres não apresentaram periodicidades na mortalidade. Os homens, porém, apresentaram duas periodicidades distintas uma semestral e outra anual, sendo a pri-meira mais significativa do que a segunda

(Qua-dro II).

Por fim, ao analisar o período de tempo entre 1991 e 2000 as mulheres deste grupo etário passaram a mostrar uma periodicidade anual que não estava presente na década anterior. Em relação aos homens estes apresentaram além da periodicidade anual uma periodicidade semestral mais significativa

(Qua-dro III).

Ambos os sexos

Durante o período de 1980 a 2000 este grupo etário apresentou uma periodicidade anual e semestral

(Quadro I). A periodicidade anual localizou-se nos

meses de Inverno (Dezembro e Janeiro) sendo obtida a periodicidade semestral ao juntar o pico de Verão nos meses de Julho e de Agosto.

Tanto o período 1980-1990 como o período 1991--2000 apresentaram as mesmas periodicidades anual e semestral (Quadros II e III).

Neste grupo etário a mortalidade, ocorrida entre 1980 e 2000, dos homens e das mulheres apresentaram as mesmas periodicidades; anual, semestral e sistemá-tica tendência de evolução. Estes sinais de tendência sistemática são mais significativos na mortalidade masculina (Quadro I).

(14)

Em ambos os sexos deste grupo etário são reveladas a periodicidade anual e semestral durante o período 1980 e 1990, sendo obtido o mesmo resultado para o período 1991 e 2000 (Quadros II e III).

Ambos os sexos

Durante o período de 1980 a 2000 este grupo etário apresentou uma periodicidade anual e semestral de 2,6 anos (958,75 dias) (Quadro I). A periodicidade anual localizou-se nos meses de Inverno (Dezembro e Janeiro) sendo obtida a periodicidade semestral ao juntar o pico de Verão nos meses de Julho e de Agosto. Além disso é, ainda, possível observar ten-dências sistemáticas

A mortalidade deste grupo etário, durante o período 1980-1990, apresentou periodicidade anual e semestral, não revelando a periodicidade de 2,6 anos apresentada anteriormente (Quadro II). Resultado igual foi encon-trado durante o período de 1991 a 2000 (Quadro III).

Durante o período de 1980 a 2000 a mortalidade nos homens apresentou a periodicidade anual, semestral e 2,6 anos (958,75 dias), que também aparecia na mortalidade conjunta de ambos os sexos. Nas mulhe-res as periodicidades encontradas foram a anual e a semestral (Quadro I).

Durante os outros dois períodos a periodicidade anual e semestral foram reveladas para o sexo femi-nino e masculino (Quadros II e III).

2.2.10. Grupo etário (≥≥≥≥≥ 75 anos)

Ambos os sexos

Durante o período de 1980 a 2000 este grupo etário apresentou uma periodicidade anual e semestral. A periodicidade anual localizou-se nos meses de Inverno (Dezembro e Janeiro) sendo obtida a perio-dicidade semestral ao juntar o pico de Verão nos meses de Julho e de Agosto. Foram encontradas, também, as seguintes periodicidades: 2,6 anos (958,75 dias), 1,6 anos (590,00 dias), 4 meses (121,75 dias), e 7,6 meses (232,42 dias) (Quadro I). Durante o período de 1980 a 1990 a mortalidade deste grupo etário apresentou periodicidade anual e semestral, às quais foi acrescentada a periodicidade de 1,5 anos (574,00 dias) (Quadro II).

Por último, o período 1991 a 2000, às periodicida-des anual e semestral, adiciona as periodicidaperiodicida-des: 8,5 meses (260,85 dias), 2,5 anos (913,00 dias), e 7,5 meses (228,25 dias) (Quadro III).

Durante o período de 1980 a 2000 o conjunto de periodicidades detectadas como significativas para as mulheres foram: anual, semestral, 2,6 anos, 1,6 anos, e 4 meses. Em relação aos homens a estas periodici-dades é acrescentada a periodicidade de 11,5 meses (319,58 dias) (Quadro I).

Neste grupo etário, durante o período de 1980 a 1990, os homens mantiveram a periodicidade anual e semestral já observadas nos dois grupos etários ante-riores. As mulheres, porém, além destas periodicida-des, apresentaram uma periodicidade de 1,6 anos (574,00 dias) (Quadro II).

No período de 1991 a 2000 além das periodicidades anual e semestral que se encontraram tanto no sexo masculino como no sexo feminino, existiram periodi-cidades específicas das mulheres e dos homens. Nas mulheres foram encontradas, também, as seguintes periodicidades: 2,5 anos (913,00 dias), 8,5 meses (260,86 dias), e 8,57 meses (228,25 dias). Por outro lado, nos homens, encontraram-se as periodicidades: 8,5 meses (260,86 dias), e 2,5 anos (913,00 dias)

(Quadro III).

2.2.11. Comparações de resultados

entre os dois períodos de tempo estudados Na comparação entre os períodos 1980-1990 e 1991--2000, parece ocorrer uma alteração dos padrões das periodicidades.

• Na segunda década, à excepção do grupo etário 15-24, nenhum outro grupo etário abaixo dos 45 anos apresentou periodicidades.

• As mulheres pertencentes ao grupo etário 45-54 anos apresentaram uma periodicidade anual durante a segunda década, o que não ocorria na década anterior.

• A periodicidade semanal existente no grupo etário 15-24 anos revelou-se mais significativa na segunda década do que na primeira. Por outro lado, a periodicidade semanal que ocorria na pri-meira década no grupo etário 25-34 deixou de ocorrer na segunda década.

• Os grupos etários 5-14 anos e 25-34 anos não apresentaram periodicidades durante a segunda década.

(15)

• No grupo etário com 75 ou mais anos, existiu um aumento do número de periodicidades detec-tadas.

3. Discussão

A aplicação da metodologia de detecção de periodi-cidades num determinado período de tempo apre-senta sempre o problema de, eventualmente, não se poderem detectar periodicidades longas. O facto de não surgirem periodicidades longas não significa que estas não existam. Pode acontecer que o número de dados e de extensão do período em análise não per-mita a necessária potência.

A subdivisão das séries em dois períodos, como aqui se fez, permite averiguar se as periodicidades mais frequentes em ambos os períodos têm o mesmo padrão. Por outro lado, na sequência do que se disse no parágrafo anterior, diminui a capacidade de detec-tar periodicidades mais longas, nomeadamente algu-mas que, em conjunto, possa ser possível detectar. Apesar destas limitações, este trabalho permite várias conclusões globais sobre a evolução da mortalidade em Portugal entre 1980 e 2000.

1. Existem evidências de que antes de 1991 terá existido sazonalidade na mortalidade infantil, assistindo-se nos anos pós-1990 a uma aparente dessazonalização.

2. Na mortalidade feminina abaixo dos 45 anos não parece existir qualquer periocidade.

3. Parece existir uma sazonalidade (periodicidade anual) na mortalidade das mulheres com idades entre os 45 e os 54 anos, que só foi detectada na mortalidade pós-1990. Este facto indicia que existe um novo padrão na mortalidade destas ida-des.

4. Na mortalidade masculina entre os 15 e os 24 anos de idade surgiu uma periodicidade sema-nal. Este facto parece evidenciar que existem comportamentos específicos destas idades que podem estar na origem desta mortalidade siste-mática. Quando é analisada a mortalidade por períodos distintos, embora esta periodicidade não surja no grupo etário dos indivíduos com mais de 25 anos, no período mais recente ganha primazia no grupo etário dos 15 aos 24 anos. A investigação feita permite indiciar que esta periodicidade semanal está associada a dias de fim-de-semana, alguns picos de mortalidade ocorreram durante dias de semana (terça-feira, quinta-feira e sexta-feira).

5. A mortalidade entre os grupos etários 45-54 anos e 65-74 anos apresentou periodicidades anuais,

compatíveis com a existência de sazonalidade, e semestrais, sem apresentar diferenças entre os períodos apreciados.

6. Na mortalidade do grupo etário com 75 e mais anos de idade parece ter existido uma evolução. Apesar do segundo período estudado ser ligeira-mente mais curto que o primeiro, surgem nele, mais períodos.

Todos estes resultados apontam novas necessidades de investigação:

Será necessário estudar mais profundamente o fenó-meno da dessazonalização da mortalidade infantil, para perceber se se tratou de um fenómeno que sem-pre existiu. Convirá perceber mais exactamente quando ocorreu este fenómeno e, se possível, por que razões. De acordo com o descrito noutro estudo (Hare, Moran e Macfarlane, 1981), no Reino Unido o mesmo fenómeno terá ocorrido na década de 1960. É importante notar que, devido à diminuição do número de crianças na população e ao consequente reduzido número de óbitos nos grupos etários mais baixos, nomeadamente (< 1 ano), existiu uma falta de dados para análise. Este facto pode ter provocado uma diminuição da potência na análise realizada atra-vés deste trabalho, impedindo a detecção de even-tuais periodicidades.

É premente perceber o fenómeno de ocorrência de uma nova periodicidade anual na mortalidade das mulheres com idades entre os 45 e os 54 anos. É sobretudo urgente perceber as causas que estão na sua génese e averiguar se se trata de um facto posi-tivo ou negaposi-tivo.

A periodicidade semanal da mortalidade nos jovens do sexo masculino deve também ser objecto de estudo aprofundado, dadas a repercussões sociais que esta mortalidade tem e porque muito certamente se trata de uma mortalidade evitável.

Na mortalidade do grupo etário mais elevado é importante averiguar se a tendência actual é positiva, no sentido de as novas periodicidades resultarem de ganhos de vida, e perceber que causas contribuem de forma significativa para estes ganhos. Ou se, por outro lado, é um fenómeno menos positivo, e logo premente entender a sua génese.

Agradecimentos

Os autores agradecem o apoio da Fundação Merck, Sharp & Dohme que financiou o projecto ISADORA — Investigação da Sazonalidade das Doenças com Repercussões Acentuadas em cujo âmbito este traba-lho se insere.

(16)

Referências

BROCKWELL; DAVIS — Time series : Theory and methods. Springer-verlag, 1987.

HARE, E. H.; MORAN, P. A.; MACFARLANE, A. — The changing seasonality of infant deaths in England and Wales 1912--1978 and its relation to seasonal temperature. Journal of

Community Health. 35 : 2 (1981) 77-82.

MURTEIRA, B. J. F.; MULLER, D. A.; TURKMAN, K. F. — Análise de sucessões cronológicas. Lisboa : McGraw-Hill, 1993. NOGUEIRA, P.; PAIXÃO, E.; RODRIGUES, E. — Periodicida-des na mortalidade «Todas as causas» entre 1980 e 2000 : relatório interno. Lisboa : Observatório Nacional de Saúde. Instituto Nacio-nal de Saúde Dr. Ricardo Jorge, 2005.

NUNES, M. — Detecção de periodicidades escondidas e regres-são harmónica. Lisboa : FCUL. Universidade de Lisboa, 1995. PELL, J. P.; COBBE, S. M. — Seasonal variations in coronary heart disease. Glasgow : Department of Medical Cardiology. Glasgow Royal Infirmary, 1999.

RAU, R. — Seasonality in human mortality. In Max Plack Institute for Demographic research, editor Rostock, 2004. SNEDECOR, G.; COCHRAN, W. — Statistical methods. 8th ed. Ames, Iowa : Iowa State University Press, 1989.

WEISS, K. B. — Seasonal trends in US asthma hospitalizations and mortality. Washington, D. C. : George Washington University Medical Center, 1990.

Abstract

«ALL CAUSES» MORTALITY PERIODICITIES IN POR-TUGAL IN THE PERIOD 1980-2000

Introduction: several studies point out the existence of periodicities/seasonality on mortality data. This paper presents results, from a systematic application of standard spectral de-composition methodology, on Portuguese «all causes» mortal-ity data, globally, by age group, by age group and sex, for three different time periods; (1) 1980-2000; (2) 1981-1990; (3) 1991-2000.

Methodology: for each data series linear trend was removed when present. Data analysis was done, calculating the Schuster’s periodogram, and statistical significance was ob-tained applying Priestley’s test.

Results: this work allows some global conclusions on the evo-lution of mortality in Portugal between 1980 and 2000. Several periodicities were found that call out for ready interventions (7 day period on males 15-24 age group); and new insights (disappearance of neo-natal mortality periodicity and new pat-terns on women’s aged 45-54).

Keywords: seasonality; periodicity; spectral decomposition; Fourier series; mortality; juvenile mortality.