O Risco de Mães de 15 a 29 Anos de Perderem Pelo Menos um Filho

(1)

O Risco de Mães de 15 a 29 Anos de Perderem

Pelo Menos um Filho

*

Mário Francisco Giani Monteiro UERJ/IMS

Sriya Iyer

University of Cambridge/Faculty of Economics and Politics

Palavras-chave: Mortalidade na Infância, Indicadores de Saúde, Censo Demográfico, Populações Vulneráveis.

1 – Introdução e objetivos

Este trabalho é parte de meu estágio pós-doutoral na Inglaterra como Professor Visitante da Universidade de Cambridge em parceria com a Dra. Sriya Iyer, Professora de Economia da Faculty of Economics and Politics/University of Cambridge.

A proximidade com a divulgação dos dados da amostra do Censo 2000 aumenta a oportunidade deste estudo, que utiliza informações demográficas para estimar riscos individuais de mortalidade dos filhos tidos nascidos vivos, procurando medir o risco adicional para populações mais vulneráveis.

As técnicas de estimativas indiretas de mortalidade na infância que utilizam informações sobre filhos tidos nascidos vivos e filhos sobreviventes, por idade da mãe, permitem associar riscos populacionais de mortalidade (q0 e 4q1) com condições sócio-econômicas desfavoráveis, como a baixa renda, o nível educacional insuficiente e a moradia em áreas de favela. Estas condições aumentam a vulnerabilidade da população à mortalidade em idades jovens. (Rios Neto, E.L.G. e Moreira, M.R.- 1994; UNICEF-1996).

No entanto estes riscos populacionais não são fáceis de estimar e dependendo do tamanho da amostra podem perder consistência. (Formiga, M. C. C., Ramos, P. C. F.; Monteiro, M. F. G. – 2001).

(2)

Por isso, um indicador construído com informações sobre filhos tidos nascidos vivos e filhos sobreviventes, que esteja associado com a mortalidade na infância, seja simples de calcular e meça riscos individuais, permite estudos complexos com modelos de regressão logística multivariada, e pode ser útil como um instrumento complementar de análise dos dados do Censo 2000.

Para construir este indicador, primeiro limitamos o grupo etário de mulheres à faixa de 15 a 29 anos, pois neste grupo de mães, dos filhos que não sobreviveram, a grande maioria tinha menos de 5 anos. Isto nos garante uma associação com a mortalidade na infância.

Em segundo lugar, elegemos o estudo de caso-controle como instrumento de análise, porque é uma técnica bastante utilizada em Epidemiologia, permitindo estudos estatísticos de análise multivariada, para avaliar os riscos adicionais de mortalidade na infância. (Breslow, N.E. & Day N.E. -1980; Monteiro, M. F. G.-1997; Schlesselman, J.. J. -1982)

Assim os objetivos específicos deste trabalho são:

1.1 – Desenvolver um indicador de mortalidade na infância, medido pela proporção de

mães de 15 a 29 anos que já perderam pelo menos um filho, que possa servir como alternativa para análise de dados demográficos.

1.2 – Avaliar a importância de algumas condições sócio-econômicas para a

sobrevivência de crianças no Município do Rio de Janeiro.

1.3 – Fornecer informações que possam subsidiar políticas sociais voltadas para a

diminuição do risco de mortalidade na infância entre populações vulneráveis.

2 – Os fatores de risco considerados

2.1 – Um dos trabalhos pioneiros, que utilizaram medidas indiretas de mortalidade para

estudar diferenciais sócio-econômicos de mortalidade no Brasil, é o de Carvalho e Wood (1978) mostrando, há mais de 20 anos, que a população de áreas urbanas apresentava uma esperança de vida maior que a população de áreas rurais, mas na população de baixa renda esta relação se invertia (com as áreas rurais apresentando maior longevidade), e concluindo que as cidades ofereciam melhores condições para a

(3)

sobrevivência das pessoas apenas para quem tinha recursos financeiros suficientes para pagar pelos serviços oferecidos, e que a população de baixa renda, nas áreas rurais, adotava estratégias de sobrevivência que lhe assegurava uma esperança de vida maior que para a população de baixa renda de áreas urbanas.

2.2 – Outro determinante de maior vulnerabilidade à mortalidade precoce é o nível

educacional da mãe, estudado em minha tese de doutorado (Monteiro, 1990) e antes disso pelo Professor John Caldwel (1979), que atribuía, há pelo menos dois mecanismos, o efeito positivo da educação materna sobre a probabilidade de sobrevivência de seus filhos:

1 - as mães com nível de educação mais elevado têm melhores condições de rejeitar práticas tradicionais ineficientes, ou até mesmo prejudiciais, e de tornarem-se menos fatalistas em relação às doenças, adotando medidas preventivas e terapêuticas mais eficientes, sem que isto signifique um aumento nos gastos familiares;

2 - a mãe com melhor nível educacional está mais apta a manejar o mundo moderno: ela tem mais condições de ser atendida pelo pessoal médico ou de enfermagem nos serviços de saúde. A mãe mais educada tem também mais facilidade em saber onde obter ajuda, considerando isto como um direito e não como um favor.

Duval Fernandes já demonstrava, no 4º Encontro Nacional de Estudos Populacionais, que os diferenciais de mortalidade segundo instrução eram significativos nas Regiões Metropolitanas do Brasil. (Fernandes, D.M. - 1984)

2.3 – A moradia em áreas de favela é um dos fatores de risco que serão estudados, tanto

por causa da grande parcela da população que mora em favelas no Município do Rio de Janeiro, formando os maiores complexos deste tipo da América Latina, como pelas condições de vida desfavoráveis de seus habitantes, como declara o recente artigo “CENSO APONTA COMPLEXO DA MARÉ COMO MAIOR FAVELA DO RIO” publicado pela Folha de São Paulo (08/01/2002):

“O complexo da Maré, somando-se a população dos agrupamentos populacionais que o formam, é a maior favela da cidade do Rio, com 113.807 habitantes, de acordo com o Censo 2000 do IBGE. A população da Maré é quase

(4)

o dobro da segunda maior favela do Rio, o complexo do Alemão, na zona norte (65.026 habitantes), e da terceira, a Rocinha (56.338), na zona sul.

A maioria das casas da Maré tem rede geral de água e esgoto e coleta de lixo. A pobreza do local fica evidenciada, no entanto, quando se compara a renda média mensal dos chefes de família. Na Maré, o responsável pelo domicílio ganhava em 2000, em média, R$ 433 mensais. Esse valor é superior apenas ao de outros cinco bairros da cidade, e muito abaixo das maiores rendas, encontradas nos bairros do Joá (R$ 5.704) e Lagoa (R$ 5.567) e da média da cidade, que é de R$ 1.354. Esta favela tem também uma das piores taxas de analfabetismo do município na população com mais de dez anos de idade: 15%. Esse índice é inferior apenas ao encontrado nos bairros da Rocinha, Vargem Pequena e Grumari e no complexo do Alemão.”

Além destes três fatores, investigamos também as condições de risco associadas com o fato de a mãe ser chefe de família e se a religião pode ser considerada um fator de risco.

3 – Metodologia

A construção do Indicador “Proporção de mães de 15 a 29 anos que perderam pelo menos um filho”, é baseada em duas informações da amostra dos Censo Demográfico de 1991, e que deverão estar disponíveis em breve para o Censo 2000: o número total de filhos tidos nascidos vivos (FTNV) e o número de filhos sobreviventes na data do Censo (FS).

Este é um indicador simples de construir e permite a realização de estudos complexos de caso-controle. A fonte dos dados para 1991 é o CD ROM: “Censo Demográfico 1991 - Microdados da Amostra - Rio de Janeiro” (IBGE – 1991). Esperamos contar em breve com os dados da amostra do Censo 2000, o que permitirá estudar as mudanças que ocorreram na década de 1990.

3.1 – Definição de casos e controles

Neste estudo de caso-controle, o grupo de controles é composto pelas mães de 15 a 29 anos (que tiveram filhos nascidos vivos) cujo número de filhos tidos nascidos

(5)

vivos é igual ao número de filhos sobreviventes (nenhum filho morreu), e o grupo de

casos é composto pelas mães de 15 a 29 anos cujo número de filhos tidos nascidos

vivos é maior que o número de filhos sobreviventes (pelo menos um filho morreu).

3.2 – O programa GLIM

A análise multivariada utilizando modelos de regressão logística, com o programa GLIM, reproduzido a seguir, permite identificar a importância dos fatores de risco considerados: renda baixa, educação baixa, moradia em favelas, mãe chefe de família e religião. A este programa foi adicionada uma subrotina em FORTRAN (MAC CHIP) que estima a probabilidade Qui Quadrado associada com os valores “Scaled Deviance” e DF (degrees of freedom).

Reprodução do programa GLIM utilizado para ajustar os modelos

[o] GLIM 3.77 (copyright)1984 Royal Statistical Society, London [i] ? $input 15

[i] File name? cont1530.prn [i] $INP? $input 15

[i] $MAC CHIP !

[i] %EQ(%2,1)*(2-2*%NP(%SQR(%1))) + !SPECIAL CASE, 1 DF. [i] %EQ(%2,2)*(%EXP(-%1/2)) + !SPECIAL CASE, 2 DF.

[i] %GT(%2,2)*(1 -%NP( ((%1/%2)**(1/3) - 1 + 2/(9*%2))/%SQR(2/(9*%2)) ) )! [i] $ENDMAC!

[i] $arg chip %dv %df $ [i] $units 313 $

[i] $factor favela 2 nhead 2 nstudy 4 nincpc 4 relig 6 $ [i] $data favela nhead nstudy nincpc relig control case [i] $read

(6)

D A D O S D E E N T R A D A -

[i] $calc n=case+control $ [i] $yvar case $

[i] $error b n $

A partir deste ponto o programa está pronto para gerar estimativas a partir dos modelos que queremos ajustar (ver RESULTADOS).

3.3 – Categorias dos fatores de risco

Os principais fatores de risco considerados neste trabalho são algumas condições sócio-econômicas que tornam a população mais vulnerável aos riscos de mortalidade na infância: níveis baixos de renda familiar per capita e de educação materna e residência em áreas de favela.

3.3.1 – Renda mensal familiar per capita

O CD ROM do IBGE com Microdados da amostra do Censo Demográfico 1991 apresenta categorias de Faixas de Rendimento Nominal Médio Mensal Familiar Per Capita em formato numérico, que foram transformadas em quartis de renda. As pessoas cuja renda familiar era “Sem Declaração” foram excluídas do estudo. As categorias desta variável foram determinadas pelos quartis de renda mensal familiar per capita da população feminina de 15 a 49 anos.

3.3.2 – Educação materna

O nível de educação materna foi medido em anos de estudo, abrangendo os seguintes valores:

00 sem instrução

01 a 16 número de anos de estudo 17 17 anos ou mais de estudo

20 não determinado

30 alfabetização de adultos

branco pessoas com menos de 5 anos de idade.

As pessoas com códigos 20, 30 e branco foram excluídas do estudo.

Quando a educação materna é utilizada para estratificar a população em categorias correspondentes ao nível educacional alto (nível de referência), médio alto,

(7)

médio baixo e baixo, foram utilizados quartis de anos de estudo da população feminina de 15 a 49 anos.

3.3.3 – Área de residência

A localização do domicílio no arquivo de Microdados da amostra do Censo Demográfico de 1991 está codificada da seguinte maneira:

1 Casa isolada ou de condomínio 2 Casa em conjunto residencial popular 3 Casa em aglomerado subnormal

4 Apartamento isolado ou de condomínio 5 Apartamento em conjunto residencial popular 6 Apartamento em aglomerado subnormal 7 Cômodos

branco Domicílios improvisados ou Domicílios coletivos

Esta variável em nosso trabalho é apresentada em duas categorias, recodificando os valores 3 e 6 como “favela” (aglomerados subnormais segundo o IBGE) e os demais códigos como “não-favela” (nível de referência no estudo de caso-controle).

3.3.4 – Outros fatores de risco considerados

Os outros fatores de risco considerados neste estudo de caso-controle são: Mãe Chefe de Família ou não-chefe, e Religião categorizada em 6 grupos (Protestante Tradicional, Protestante Pentecostal, Mediúnica, Ateu e Outra, tomando-se a Religião Católica como grupo de referência).

4 – Resultados

4 .1 – O modelo ajustado

O modelo ajustado foi um modelo insaturado, composto apenas pelo termo constante e pelos efeitos principais de cada fator, sem os termos compostos pelas interações:

(8)

Reprodução do programa GLIM utilizado para ajustar o modelo insaturado

[i] $fit +reli+fave+nhea+nstu+ninc $

[o] scaled deviance = 268.64 (change = -237.6) at cycle 4 [o] d.f. = 299 (change = -8 )

[o]

[i] $cal %p=#chip $ [i] $look %p $ [o] 0.8959 [i] $disp m e $ [o] Current model: [o]

[o] number of units is 313 [o]

[o] y-variate CASE [o] weight * [o] offset * [o]

[o] probability distribution is BINOMIAL [o] with binomial denominator N

[o] link function is LOGIT [o] scale parameter is 1.000 [o]

[o] terms = 1 + RELI + FAVE + NHEA + NSTU + NINC [o]

[o] estimate s.e. parameter [o] 1 -4.152 0.1964 1 [o] 2 -0.04880 0.2019 RELI(2) [o] 3 -0.05367 0.1217 RELI(3) [o] 4 0.1104 0.1650 RELI(4) [o] 5 -0.1068 0.1086 RELI(5) [o] 6 -0.1929 0.2280 RELI(6) [o] 7 0.3068 0.07623 FAVE(2) [o] 8 0.2885 0.1366 NHEA(2) [o] 9 0.5108 0.2081 NSTU(2) [o] 10 0.9788 0.2012 NSTU(3) [o] 11 1.626 0.2020 NSTU(4) [o] 12 0.01075 0.1388 NINC(2) [o] 13 0.02354 0.1152 NINC(3) [o] 14 -0.03296 0.1046 NINC(4) [o] scale parameter taken as 1.000 ---

Neste modelo: 1 é o termo constante, FAVE = moradia em áreas de favela NHEA = mãe chefe de família, NSTU = quartil de anos de estudo da mãe e NINC = quartil de renda nominal familiar per capita da mãe.

(9)

Este é o modelo mais simples com todos os fatores mas sem interações, necessário para obter o efeito de um fator controlado pelos outros.

Este modelo apresentou uma probabilidade de 0,8959 para o valor de Qui Quadrado associado com uma “scaled deviance” = 268,64 e com 299 graus de liberdade.

Este valor de 0,8959 mostra que o modelo ajustado não difere significativamente do modelo saturado, completo, com todos os termos (incluindo todas as interações), e indica uma boa qualidade de ajuste. As estimativas geradas são os logaritmos naturais da estimativa do risco relativo de cada fator controlado pelos outros fatores.

Assim 1,626 é uma estimativa do logaritmo do risco relativo do nível mais baixo de educação materna (quartil inferior) comparado com o nível mais alto usado como referência (Risco Relativo =1), mostrando que o risco de ter perdido pelo menos um filho entre as mães de 15 a 29 anos no quartil inferior de educação é 5,08 vezes maior que este risco para mães no quartil mais elevado de educação (RR=1), mesmo após controlar pelos outros fatores de risco.

O erro padrão (s.e.) serve para construir intervalos de confiança que nos permitem verificar se estes riscos são estatisticamente diferentes de 1 (valor de referência para o risco relativo).

4 .2 – Mães moradoras de favela

As mães moradoras em áreas de favela foram comparadas com as mães que não moravam em favela (grupo de referência: RR = 1).

Os resultados apresentados no gráfico a seguir mostram que a estimativa simples do risco relativo (sem controlar pelos outros fatores de risco) indica que as mães de 15 a 29 anos que moram em favela apresentam um RR 1,80 vezes maior de terem perdido pelo menos um filho, e esta diferença é estatisticamente significativa pois o limite inferior do intervalo de confiança é maior que 1.

O RR de morar em favela diminuiu para 1,36 após ser controlado pelos outros fatores de risco, o que mostra que os outros fatores, como renda e educação, explicam parte deste risco, mas continua significativamente maior que 1, o que mostra também

(10)

que morar em favela causa um risco adicional que não depende dos outros fatores de risco.

FIGURA 1. MÃES MORADORAS EM ÁREAS DE FAVELA

Estimativa dos intervalos de confiança (alfa= 5%) e do risco relativo de a mãe ter perdido pelo menos um filho, para moradoras em áreas de favela

Município do Rio de Janeiro - 1991

0 1 2 3 risco relativo limite superior 2,08 1,58 rr estimado 1,80 1,36 limite inferior 1,55 1,17

efeito simples efeito controlado

Fonte dos dados primários: IBGE - Amostra do Censo Demográfico de 1991

4 .3 – Mães chefe de família

As mães chefes de família no grupo de idade de 15 a 29 anos podem suportar um risco adicional de ter perdido um filho se isto significar que o cônjuge está ausente e ela tem que arcar sozinha com a responsabilidade de garantir a sobrevivência de seus filhos, aumentando sua vulnerabilidade. Este risco pode ser diminuído ou anulado se a mãe tiver recursos financeiros e um bom nível educacional, ou pode ser incrementado pelas condições sócio-ambientais desfavoráveis como a residência em áreas de favela.

O RR simples, tomando-se como referência a mãe não chefe, resultou num valor de 1,30, o que significa um risco adicional de 30% para as mães chefes de família. No entanto o limite inferior está logo abaixo de 1 (0,99), o que não garante significância estatística para a diferença entre este valor e 1,00.

(11)

Já o efeito desta condição controlada pelos outros fatores, simulando uma situação em que a renda, o nível educacional, a educação, a área de residência e a religião seria a mesma para todas as mães, mostra um valor de RR=1,33, significativamente maior que 1 (limite inferior = 1,02). Isto sugere que os outros fatores, como renda e educação, podem exercer um efeito protetor, diminuindo a significância da condição “mãe chefe de família” como determinante de vulnerabilidade para a sobrevivência de seus filhos.

FIGURA 2. MÃES CHEFES DE FAMÍLIA

Estimativa dos intervalos de confiança (alfa= 5%) e do risco relativo de a mãe ter perdido pelo menos um filho, para mães chefes de família

0,00 1,00 2,00 3,00 risco relativo limite superior 1,70 1,75 rr estimado 1,30 1,33 limite inferior 0,99 1,02

efeito simples efeito controlado

4 .4 – Educação da Mãe

O efeito simples da educação da mãe sobre o risco de ter perdido um filho, não controlado pelos outros fatores, apresentou um gradiente de risco, significativamente maior que 1 em todas as categorias de risco, e inversamente proporcional ao número de anos de estudo, com as mães do primeiro quartil de educação (nível mais baixo) suportando um risco 5,41 vezes maior que as mães com nível mais elevado (o quarto quartil, que é o grupo de referência: RR=1).

(12)

do risco de perder um filho, independentemente dos outros fatores (moradia em áreas de favela, mães chefes de família, renda e religião).

FIGURA 3. EDUCAÇÃO DA MÃE

Estimativa dos intervalos de confiança (alfa= 5%) e do risco relativo de a mãe ter perdido pelo menos um filho, segundo quartil de educação da mãe

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 risco relativo limite superior 2,50 4,06 7,97 2,53 3,98 7,61 rr estimado 1,66 2,75 5,41 1,67 2,66 5,08 limite inferior 1,10 1,87 3,68 1,10 1,78 3,39 não controlado 3o quartil educação 2o quartil educação 1o quartil educação controlado 3o quartil educação 2o quartil educação 1o quartil educação

Não controlado Controlado

4 .5 – Renda Mensal Familiar per capita

Surpreendentemente, o nível de renda não apresentou um efeito tão importante quanto a educação da mãe.

Quando consideramos apenas o efeito simples (sem controlar pelos outros fatores) o único grupo que mostrou um risco relativo maior que 1, estatisticamente significativo, foi o 1o. quartil de renda, com um aumento de 45% em relação ao grupo de renda maior ( o 4o. quartil de renda).

Ao nível de 95% de significância não houve diferença entre os valores de RR dos outros três quartis.

(13)

FIGURA 4. RENDA MENSAL FAMILIAR PER CAPITA

Estimativa dos intervalos de confiança (alfa= 5%) e do risco relativo de a mãe ter perdido pelo menos um filho, segundo quartis de renda familiar mensal per capita

0 1 2 risco relativo limite superior 1,20 1,50 1,78 1,33 1,29 1,19 rr estimado 0,91 1,19 1,45 1,01 1,02 0,97 limite inferior 0,69 0,95 1,19 0,77 0,81 0,78 não controlado 3o quartil de renda 2o quartil de renda 1o quartil de renda controlado 3o quartil de renda 2o quartil de renda 1o quartil de renda

NÃO CONTROLADO CONTROLADO

4 .6 – Religião

Para avaliar o efeito da religião usamos como referência o grupo de mães Católicas. No entanto, este grupo constitui 70% das mães de 15 a 29 anos que tiveram filhos, e em conseqüência sobraram apenas 30%, resultando em amostras bem menores para os outros 5 grupos.

Os resultados mostram que não há diferença estatisticamente significativa no risco relativo de perder pelo menos um filho que possa ser atribuída à religião, nem nos efeitos simples e nem controlando-se pelos outros fatores de risco, já que todos os limites inferiores estão abaixo de 1 e todos os limites superiores estão acima deste valor.

(14)

FIGURA 5. RELIGIÃO

Estimativa dos intervalos de confiança (alfa= 5%) e do risco relativo de a mãe ter perdido pelo menos um filho, segundo a religião

0,00 1,00 2,00 risco relativo limite superior 1,19 1,31 1,26 1,28 1,30 1,43 1,21 1,55 1,12 1,30 rr estimado 0,80 1,03 0,91 1,03 0,83 0,95 0,95 1,12 0,90 0,82 limite inferior 0,53 0,81 0,65 0,83 0,53 0,64 0,74 0,80 0,72 0,52 Protestante T radicional Protestante

Pentecostal Mediúnica Ateu Outra

Protestante T radicional

Protestante

Pentecostal Mediúnica Ateu Outra

não controlado controlado

5 – Conclusões

Entre os fatores de risco, foi a educação materna que apresentou um efeito mais significativo: o risco de ter perdido pelo menos um filho era 5,41 vezes maior entre as mães com nível educacional mais baixo, comparando-se com as mães no quartil superior de educação. Além disso a diferença entre todos os quartis foi estatisticamente significativa, sugerindo que a melhoria no nível educacional destas mães implicaria numa redução importante da mortalidade na infância.

A residência em áreas de favela aumenta em 80% o risco de perder um filho, comparando-se com as mães que não moram em favela (RR=1,80). Esta percentagem diminui para 36% o risco adicional, quando controlamos o efeito dos outros fatores (RR=1,36), o que demonstra que morar em favela por si só torna a população mais vulnerável à mortalidade na infância.

O efeito simples (sem controlar pelo outros fatores) de a mãe ser chefe de família não produziu um risco relativo significativamente diferente de 1. No entanto, o risco relativo é maior que 1 quando controlamos pelos outros fatores (RR=1,33). Então

(15)

se as outras condições de risco (renda, educação etc.) fossem iguais para todas, as mães chefes de família estariam submetidas a um risco 33% maior que as mães não-chefe.

Apenas o nível mais baixo de renda familiar per capita (1º quartil) aumentou significativamente o risco de perder um filho, mas mesmo este efeito desaparece quando controlamos pelos outros fatores.

Quanto à religião, nenhuma apresentou um risco relativo significativamente diferente de 1.

O indicador proposto, construído com a proporção de mães de 15 a 19 anos que tiveram filho e perderam pelo menos um, com dados do Censo Demográfico, permitiu uma análise multivariada aplicando-se a técnica de estudos de caso-controle para estimar riscos relativos (RR) e mostrou ser uma alternativa para complementar o estudo da associação da mortalidade na infância com fatores sócio-econômicos que tornam a população mais

vulnerável.

6 – Bibliografia

Breslow, N.E. & Day N.E. (1980) – “Statistical Methods in Cancer Research. Vol. I -

The Analysis of Case-Control Studies”. IARC Scientific Publications No. 32, Lyon

Caldwel, J. C. (1979) – "Education as a factor in mortality decline: an examination of Nigerian data"". Population Studies, London, 33 (3): 395 - 413

Carvalho, J. A. M. e Wood, C. H. (1978) – "Mortality, Income Distribution, and Rural-Urban Residence in Brazil". Population and Development Review, 4 : 405-20.

Fernandes, D.M (1984) – “Diferenciais de mortalidade segundo instrução: regiões

metropolitanas - Brasil – 1970”. In: Anais do 4º Encontro Nacional de Estudos

(16)

Folha de São Paulo – 08/01/2002 - “CENSO APONTA COMPLEXO DA MARÉ

COMO MAIOR FAVELA DO RIO”.

Artigo obtido no site http://www.ibge.gov.br/censo/noticias.shtm

Formiga, M. C. C.; Ramos, P. C. F.; Monteiro, M. F. G. (2001) – “The Influence of

Socioeconomic Factors in the Mortality of Children below 5 Years of Age: Indirect Estimates of the Mortality for the State of Rio Grande do Norte-Brazil”. In. XXIV

GENERAL POPULATION CONFERENCE, 2001, Salvador Brazilian Demography - Special Sessions and Poster, Belo Horizonte Associação Brasileira de Estudos de População - ABEP, 2001, v. 1, n. , p. 1-12

IBGE – “Censo Demográfico 1991 - Microdados da amostra Rio de Janeiro” em CD ROM.

Monteiro, M. F. G. (1990) – "A case-control study of infant mortality determinants in

the Metropolitan Region of Porto Alegre (Brazil) " Tese de doutorado em Demografia

Médica na London School of Hygiene and Tropical Medicine/University of London. 200 p.

Monteiro, M. F. G. (1997) – "Mother’s education and child survival: a case-control study". In: Maternal education and child survival: pathways and evidence. Organizado por Visaria, Leela e Simons, John. New Delhi, 1997, v.1, p.94-108.

Monteiro, M. F. G. (2001) – “Socio-economic differentials of mortality at young ages

(15q5) in the Municipality of Rio de Janeiro (Brazil)”. In. XXIV GENERAL

POPULATION CONFERENCE, 2001, Salvador Proceedings of the XXIV General Population Conference, Paris International Union for the Scientific Study of

Population, 2001, v. S48, n. P08, p. 1-9

Rios Neto, E.L.G. e Moreira, M.R. (1994) – “Crise econômica e seus impactos na

(17)

regionais”. In: Anais do 9º Encontro Nacional de Estudos Populacionais,

Caxambú-MG, ABEP, Belo Horizonte, 1994, v. 1, p.99-118.

Schlesselman, J.. J. (1982) – “Case-Control Studies: Design, Conduct, Analysis”. New York: Oxford University Press.

UNICEF, 1996. “The state of the world’s children”. Oxford and New York: Oxford University Press for UNICEF. 131 p.