análise regional do declínio da fecundidade da população...

- . , Análise Social, vol. XXIII (52), 1977-4.º, 901-982

J. Manuel Nazareth

Análise regional do declínioda fecundidade da populaçãoportuguesa (l930-70)#

INTRODUÇÃO

Quando comparamos Portugal com os outros países da Europa, rapi-damente nos damos conta de que ele pertence ao grupo dos países menosdesenvolvidos social e economicamente. Contudo, apesar de existiremcertas características que aproximam Portugal da Espanha, do Sul daItália, da Grécia e da Jugoslávia, um aspecto muito particular parece lerdado ao nosso país certos traços específicos — o seu isolamento geográfico.

Portugal está situado no extremo ocidental da Europa e as regiões daEspanha que o limitam são das mais atrasadas. Além disso, o sistemapolítico que, durante 48 anos, dominou o País, a fraca difusão dos meiosde comunicação de massa, a taxa elevada de analfabetismo, as diferentesformas de propriedade e o reduzido grau de urbanização e industrializaçãonão fizeram senão reforçar este isolamento. É assim que ainda hoje po-demos observar em certas regiões uma organização social e uma simbólicacultural muito semelhante à de uma sociedade rural tradicional.

É provável que, tendo em consideração todos estes aspectos, o estudoda evolução da fecundidade em Portugal nos possa fornecer informaçõessuplementares sobre o problema do declínio da fecundidade na Europa.O isolamento de que falámos anteriormente minimiza enormemente o efeitoperturbador das variáveis exógenas ao sistema sociocultural português.

O estudo das causas associadas aos diferentes níveis e velocidades dedeclínio da fecundidade dá-nos com efeito a possibilidade de precisar asvariáveis endógenas ao sistema — quase no «estado puro» — que podemestar na origem da evolução da fecundidade.

Mas, antes de podermos elaborar o estudo das causas sociodemográficasassociadas ao declínio deste fenómeno em Portugal, torna-se necessárioresolver um certo número de problemas. Antes de mais, é preciso escolherum período de análise- Em seguida torna-se necessário verificar se existem

• Este trabalho é uma adaptação para português da tese de terceiro ciclo elabo-rada pelo autor, bolseiro da Fundação Calouste Gulbenkian, tendo em vista aobtenção do título de Maitre em Demografia no Departamento de Demografia daUniversidade de Lovaina. O trabalho foi dirigido pelo Prof. Dominique Tabutin. 901

grandes diferenças regionais, bem como precisar o tipo de unidade espacialsobre a qual se irá trabalhar.

Finalmente, depois de analisarmos a qualidade dos dados disponíveis,iremos tentar encontrar uma medida que exprima quer a intensidade quera velocidade de declínio da fecundidade. Assim, os objectivos principaisdeste trabalho são os seguintes:

Escolha de um período de análise depois de se ter precisado o momentoem que efectivamente começou o declínio da fecundidade emPortugal.

Escolha de um critério de regionalização através da análise de variância.Análise da evolução da qualidade das estatísticas de estado civil e dos

recenseamentos no período retido na nossa análise.Determinação de medidas que exprimam o nível e a velocidade de

declínio da fecundidade regional.

Embora em publicação anterior1 tivéssemos apresentado e actualizadopara 1970 os resultados obtidos por Livi-Bacci, pensamos que a metodo-logia de estandardização aí apresentada pode ser aperfeiçoada através dadeterminação de um modelo de população que melhor tenha em consi-deração os aspectos particulares da situação portuguesa.

CAPÍTULO I

ESCOLHA DE UM PERÍODO DE ANÁLISE. PRIMEIRAAPROXIMAÇÃO DA DIVERSIDADE REGIONAL NAEVOLUÇÃO DA FECUNDIDADE EM PORTUGAL EESCOLHA DE UM CRITÉRIO DE REGIONALIZAÇÃO

1. ESCOLHA DE UM PERÍODO DE ANÁLISE

A maneira mais simples de analisar as modificações do comportamentoprocriador consiste em calcular taxas globais, como a taxa bruta de nata-lidade e a taxa global de fecundidade geral. Estes índices correntes, pondoem relação o número de nascimentos respectivamente com o total da popu-lação e com o total das mulheres de 15 a 50 anos de idade, isolam muitorudimentarmente o efeito perturbador das estruturas (por idade e estadomatrimonial); por outro lado, estes índices são muito influenciados pelosacidentes ocorridos no passado das coortes. Contudo, apesar destas limi-tações, têm a vantagem de necessitarem de muito poucos dados e, assim,são, a bem dizer, os únicos que se podem calcular para se conseguir teruma ideia da evolução da fecundidade desde o fim do século xix.

O quadro n.° 1 e os gráficos i e n apresentam a evolução destes índices.A fim de se reduzirem as flutuações aleatórias, calculámos os nascimentosmédios ocorridos nos quatro anos que se situam mais próximo de cadarecenseamento.

1 J. Manuel Nazareth, «Sobre as perspectivas demográficas no Sul de Portugal»,902 in Análise Social, n.° 41, 1975.

Evolução da taxa bruta de natalidade e da taxa global defecundidade geral

[QUADRO N.° 11

Períodos

1889-19921899-19021910-131919-221929-321939-421949-521959-621969-72

Taxa bruta denatalidade

(permilagem)

32,430,933,831,730,024,524,724,321,0

Taxa global defecundidade geral

(permilagem)

128,2122,4132,0120,3113,795,995,795,685,3

A taxa de fecundidade geral diminui até 128 %o no período de 1890 a1900; de 1900 a 1911 aumenta até 132 %o, para voltar de novo ao nível de120 %o em 1920; a partir de 1920 começa o declínio que durou até aosnossos dias, se bem que no período de 1940-60 se observe uma estagnaçãoneste declínio. A taxa bruta de natalidade tem uma evolução idêntica.

Evolução da taxa bruta de natalidade em Portugal

ÍGRÁFICO I]

35-

30-

25

10

1890 1900 1910 1920 1930 1940 1950 1960 1970Anos 903

Evolução da taxa global de fecundidade geral em Portugal

[GRÁFICO II]

140

120-

100

80

a 6o

40

20

1890 1900 1910 1920 1930 1940 1950 19 60 1970Anos

904

Ê muito difícil precisar qual foi a evolução da fecundidade através dosíndices utilizados sobretudo no período anterior a 1920, visto que estesíndices dependem em grande parte da qualidade das estatísticas de estadocivil e da qualidade dos recenseamentos.

O pico observado em 1911 pode ser a consequência duma melhoriana qualidade do registo de nascimentos, mas pode ser também o resultadoduma subestimação das mulheres no recenseamento de 1911, ou atémesmo os dois casos ao mesmo tempo- Estamos em crer que o pico obser-vado é fundamentalmente devido a um mau recenseamento em 1911. Comefeito, em 1910 teve lugar a revolução republicana, a qual foi seguida deum período de instabilidade política. O recenseamento ocorreu apenas umano mais tarde, não sendo de admirar que muitas pessoas, por motivosdiversos, não se tenham declarado. É muito difícil defender a hipótesede uma melhoria da qualidade das estatísticas do estado civil duranteum período de grande instabilidade política e económica.

Assim, se o pico observado em 1911 é a consequência directa de umrecenseamento de má qualidade, não é senão a partir de 1920 que começao declínio da fecundidade. Além disso, conforme iremos ver no capítuloseguinte, a partir de 1930, o estado civil português começa a publicar onúmero de nascimentos por grupos de idades ao nível do País e das regiões,o que nos permite a construção de índices menos perturbados pelos efeitosde estrutura.

Em resumo, podemos dizer que esta disponibilidade de dados muitoimportantes a partir de 1930, junta ao facto de o declínio da fecundidade

parecer ter começado cerca do ano de 1920, nos levou a escolher o períodode 1930 a 1970.

2. A DIVERSIDADE REGIONAL DO DECLÍNIO DA FECUNDIDADE

Antes de mais, pensamos ser útil tecer algumas considerações sobrea estrutura administrativa de Portugal. Foi em 1836 que se criou a actualestrutura administrativa, dividindo-se o País em distritos e os distritosem concelhos.

Adaptação da classificação dasregiões homogéneas proposta por

C. Caldas e S. Loureiro

[MAPA 1]

Em Portugal, como, aliás, em toda a parte, esta divisão obedeceu maisa critérios administrativos do que a critérios de homogeneidade geográficaou socioculturais. Neste contexto, a colheita dos dados demográficos temsido realizada sempre segundo a*s divisões administrativas existentes, o queimplica a existência de variações regionais que exprimem mais uma varia-ção entre zonas administrativas do que entre zonas homogéneas. Vários 905

trabalhos foram elaborados em Portugal no sentido de se estabeleceremzonas realmente homogéneas. Por entre os diferentes trabalhos realizados,nós escolhemos o critério de classificação proposto por C. Caldas e S. Lou-reiro 2, porque nos pareceu ser não só o mais actual, como também aqueleque mais esforço fez para respeitar os distritos existentes, o que nos vaipermitir a utilização dos dados recolhidos até ao presente com um mínimode adaptação (ver mapa 1).

Infelizmente, as taxas de fecundidade geral não podem ser calculadassenão ao nível do País e do distrito no nosso período de análise. Comotemos a intenção de levar a nossa análise até ao nível de concelho, tivemosde recorrer às taxas brutas de natalidade-

Começámos por calcular as taxas brutas de natalidade por distritospara certos períodos de 1930 até aos nossos dias. Estas taxas são apresen-tadas no anexo 1. O quadro n.° 2 resume a informação contida no referidoanexo. Os valores obtidos pelo desvio-padrão (s) e pelo coeficiente devariação (c. v.) mostram-nos a variabilidade em relação à média (x).

tndices-resumo das taxas brutas de natalidade em diversas épocas

[QUADRO N.o

X

S

c. v. (percen-tagem) ...

ZJ

1929-312

(D

30,33,6

11,9

1039-412

(2)

25,94,0

16,0

1949-52

(3)

24,9

4,9

19,7

1959-62

(4)

24,15,8

24,1

1969-712

(5)

20,14,3

21,4

(5) - < 1 )_,. v JjQ)Q

(D

t.6)

- 33,66+ 19,44

+ 79,83

De 1930 até aos nossos dias, o coeficiente de variação não deixou deaumentar, a não ser no último período, em que diminui um pouco. Em1969-72, o coeficiente de variação aumentou cerca de 80% em relaçãoa 1929-32, o que quer dizer que o declínio da fecundidade se não produziuem todos os distritos ao mesmo ritmo.

Por outro lado, a partir da classificação elaborada no mapa 1, a análiseda variância pode dar-nos importantes informações acerca da maneira deconduzir este trabalho. Com efeito, a variância obtida anteriormente podeser dividida em duas partes: a variância das sete regiões em torno damédia do País (a grande média flea variação dos distritos em tornoda média de cada região.

A relação entre a média quadrada da variância «entre regiões» e amédia quadrada da variância «no interior das regiões» é o F , que, devida-mente testado3, nos oferece a possibilidade de saber se a variância das

906

* C. Caldas e S. Loureiro, Regiões Homogéneas no Continente Português, Lis-boa, Fundação Gulbenkian, 1966.

* Se considerarmos que MST (mean square treatments) é a variância explicadapelo critério de classificação e que MSE (mean square error) é a variância nãoexplicada, podemos calcular a relação entre estas duas variâncias. Esta relaçãoque exprime a ligação existente entre a dimensão da diferença entre os grupos e a

regiões em torno da «grande média» (Portugal) é superior à variância dosdistritos em torno da média regional. Em resumo, podemos observar serealmente existem regiões bem diferenciadas, o que, no caso afirmativo,justificaria a condução deste trabalho a um nível regional.

Como o critério de classificação adoptado foi elaborado somente paraPortugal continental, a análise que elaborámos inclui apenas os 18 distritosdo continente. Os cálculos intermédios da análise de variância são apresen-tados no quadro n.° 3.

No cálculo de SST (sum of squares treatment) utilizámos a fórmulaseguinte: __

SST = rZ(Xi - JT)2

onde X = média de Portugal, Zj = média de cada região (/ = 1 a 7)e r = número de distritos em cada critério de classificação.

No cálculo de SSE (sum of squares error) utilizámos a fórmula seguinte:

SSE = i í

onde Xij = cada distrito i na região / e X$ = média de cada região /.Tendo assim obtido uma primeira decomposição de TSS (total sum of

squares) em SST (variância explicada) e SSE (variância não explicada),torna-se necessário determinar em seguida até que ponto a variânciaexplicada é suficientemente significativa para rejeitar a hipótese nula, ondeos diferentes grupos teriam logicamente médias idênticas. Porém, SSE e SSTnão são directamente comparáveis. Para os tornar comparáveis, devemoscalcular as médias quadradas:

SST SSEMST = MSE =

— k

k

onde k = 7 regiões e 2 nt = 18 distritos.i l

Os nossos cálculos foram alargados ao período 1919-22 para podermosdispor de mais informações. Em 1919-22, os valores de MST e de MSEdiferenciam-se muito pouco. Pelo contrário, em 1929-32, MST representajá mais do dobro em relação a MSEt em 1939-42 é três vezes superior, paraem 1969-72 atingir o desvio máximo (MST é quase nove vezes mais doque MSE). Se não houvesse diferenças entre regiões, a hipótese nula veri-ficar-se-ia, o que quer dizer que a média das regiões e de Portugal seriasensivelmente a mesma e, consequentemente, MST ~ MSE.

Numa palavra, podemos dizer que é a partir do momento em quecomeçou o declínio da natalidade que certas regiões se começaram a dife-renciar em relação a outras e que esta diferença não deixou de aumentar

dimensão da variação no interior de cada grupo é geralmente conhecida por F.Para testar esta relação assim obtida utilizámos a tábua dos valores críticos apre"sentada por Blalock Jr., Social Statistics, Washington, 1972, pp. 570-571. 907

até aos nossos dias. É bem possível que a escolha de um outro critériode classificação das regiões aumentasse ainda mais as diferenças observadas,mas este tipo de trabalho bastante mais sofisticado merece, na nossaopinião, ser feito com índices de melhor qualidade.

Análise de variância das taxas brutas de natalidade em diversas épocas(regiões-distritos)

[QUADRO N.° 3]

Variação

1919-22:

Explicado pelo critériode classificação (entreregiões)

Erro ou inexplicado (nointerior das regiões) ..

1929-32:



1939-42:



1949-52:Explicado pelo critério

de classificação (entreregiões)


1959-62:



1969-72:



Graus deliberdade

£-1=6k2 «,-£ = 11

£-1 = 6

2 «,-£=11

2 n,-£=ll

£-1 = 6k2 n,-£ = ll

£-1 = 6k2 n,-£ = ll

£-1=6

2 ni-£=ll

Soma dosquadrados

SST

SSE

SST

SSE

SST

SSE

557

SSE

SST

SSE

SST

SSE

51,97

140,75

93,41

71,80

183,69

95,10

297,33

92,77

368,53

78,43

370,15

77,57

Médiaquadrada

MST

MSE

MST

MSE

MST

MSE

MST

MSE

MST

MSE

MST

MSE

8,66

12,80

15,57

6,53

30,62

8,65

49,56

8,43

61,42

7,13

61,69

7,05

0,68

(3,09)>0,05

2,39

(3,09)>0,05

3,54

(3,09)<0,05

5,88

(5,07)<0,01

8,61

(5,07)<0,01

8,75

(5,07)<0,01

908

SST = sum of squares treatment (variância explicada).MST =s mean square treatments.SSE = sum of squares error (variância não explicada).MSE — mean square error.

F = F estatístico (entre parênteses os valores críticos da tábua F).

Finalmente, podemos ainda dizer que, a partir das duas variânciasobtidas, é possível calcular a relação que existe entre MST e MSE e obterassim o teste estatístico F (relação entre a dimensão da diferença entregrupos e a dimensão da variação no interior dos grupos)

MST variância explicada pelo critério de classificaçãoMSE variância não explicada

Se a .hipótese nula se verificasse (média das regiões e de Portugalidênticas), F teria valores muito próximos de 1. Assim, para se formulara decisão final, torna-se necessário encontrar o valor crítico a partir doqual F é suficientemente grande para se poder recusar a hipótese nula.

Análise de variância das taxas brutas de natalidade em diversas épocas(distritos-concelhos)

[QUADRO N.° 4]

Variação

1931-40:



1941-50:



1951-60:



1961-70:



Graus deliberdade

£ - 1 = 17

2 n,-£=255

£ - 1 = 17k

2 «,-£=255

£ - 1 = 17k2 A I , - £ = 255

£ - 1 = 17

2 AI , -£=255

Soma dosquadrados

557 = 8483,61

SSE = 4561,05

557 = 7566,67

SSE = 3886,20

557 = 7356,88

55E=2589,24

557 = 7783,96

SSE = 4722,60

Médiaquadrada

M57 = 449,04

MSE= 17,89

M57 = 444,51

Af5E= 15,24

M57 = 432,76

MSE= 10,15

M57 = 457,88

MSE= 18,52

F

27,89

(2,96)

<,01

29,17

(2,96)

<,01

42,64

(2,96)

<,01

24,72

(2,96)

A última coluna do quadro n.° 3 demonstra-nos que, em 1919-22 eem 1929-32, os valores de F, a um nível de significação 0,05, não têmnenhum significado, o que quer dizer, por outras palavras, que as dife-renças regionais não existem. Pelo contrário, em 1939-42, o valor de F 909

já é significativo ao nível 0,05, embora ainda não seja ao nível 0,01. Nãoé senão a partir de 1949-52 que os valores de F são todos significativosao nível de 0,01; os valores não deixaram de aumentar a partir desta data,o que traduz bem a existência de um aumento cada vez maior das diferen-ças regionais.

Mas a análise da variância pode ainda ajudar a nossa pesquisa numaoutra direcção. Com efeito, até ao momento considerámos os distritoscomo um todo homogéneo, visto termos elaborado as variâncias no interiordas regiões ao nível desta unidade administrativa. Contudo, podemostambém admitir que a variância entre os distritos seja menos significativaque a variância no interior dos distritos. Se tal facto se verificar, o trabalhoque nos propomos realizar não tem significado, visto que, ao nível doconcelho, as únicas medidas possíveis são as taxas globais.

Para evitar demasiadas flutuações aleatórias devidas à existência depequenos números, calculámos as taxas brutas de natalidade ao nível dodistrito, com base em períodos de quatro anos. Como as flutuações sãoainda maiores ao nível do concelho, alargámos o período de cálculo paradez anos. O quadro n.° 4 apresenta os resultados obtidos na análise devariância entre os concelhos de Portugual continental e os distritos. Todosos símbolos utilizados têm o mesmo significado que os do quadro n.° 3.

Quer comparando MST-MSE, quer comparando F, verificamos facil-mente que existe uma maior variação entre os distritos que entre os concelhosno interior de cada distrito. Podemos assim concluir que, apesar de osdistritos terem sido estabelecidos segundo critérios administrativos, a suahomogeneidade do ponto de vista demográfico é bastante grande.

3. VISÃO DE CONJUNTO

Com base nos índices utilizados nesta análise, foi possível verificarque o declínio da fecundidade se não produziu da mesma maneira em todoo espaço português: o ritmo e o momento do declínio podem ter sido muitodiferentes de distrito para distrito.

É verdade que a taxa bruta de natalidade é um índice muito poucosatisfatório do ponto de vista demográfico, mas era o único possível parapodermos levar a efeito esta análise à microescala do concelho. Contudo,os valores de F altamente significativos que encontrámos através da análisede variância permitem-nos assegurar — apesar do índice utilizado — quea diversidade no declínio da fecundidade se produziu mais entre os distritosque entre os concelhos; estes distritos, por seu turno, agrupam-se numpequeno número de regiões específicas, que diferem bastante umas dasoutras.

Temos assim a possibilidade de aprofundar a nossa análise construindoíndices mais precisos, que nos permitam medir o verdadeiro declínio dafecundidade em Portugal, quer ao nível global, quer ao nível regional.Contudo, antes de começarmos este trabalho, temos de investigar qualserá a qualidade dos dados demográficos disponíveis em Portugal.

970

CAPITULO H

EVOLUÇÃO QUALITATIVA DAS ESTATÍSTICAS DE-MOGRÁFICAS DE ESTADO CIVIL E DOS RECENSEA-

MENTOS EM PORTUGAL

1. ANÁLISE DA QUALIDADE DAS ESTATÍSTICAS DEMOGRÁ-FICAS DE ESTADO CIVIL

Cerca de 1890 começaram a ser publicadas em Portugal as estatísticasdemográficas de estado civil. A quase totalidade dos dados recolhidosdiziam respeito à mortalidade. Não é senão a partir de 1930 que o critérioidade aparece: os nascimentos —sem distinção de legitimidade— sãoapresentados segundo a idade da mãe, por grupos quinquenais e por dis-tritos. Contudo, a partir de 1940, esta classificação não considera senãoos nascimentos legítimos.

Assim, se, ao nível do País, a classificação começada em 1930 con-tinuou até aos nossos dias, ao nível dos distritos dispomos somente dosnascimentos legítimos por grupos de idade da mulher de 1940 até aosnossos dias.

Mas, independentemente deste problema, que será resolvido no capítuloseguinte, qual é a validade dos dados disponíveis? Escolhemos três índicespara tentar apreciar a sua validade: a relação de masculinidade dos nasci-mentos, a relação de masculinidade dos mortos infantis e a proporção dosmortos infantis no conjunto dos mortos.

a) A RELAÇÃO DE MASCULINIDADE DOS NASCIMENTOS

A relação de masculinidade dos nascimentos mede-nos o número denascimentos masculinos por 100 nascimentos femininos. É um índicefrequentemente utilizado que nos permite apreciar a qualidade do registode nascimentos por sexos. Por outras palavras, permite-nos observar seas declarações de nascimento acusam algum desequilíbrio no que respeitaao sexo. Não nos permite, assim, julgar a qualidade geral das estatísticasde nascimentos, uma vez que podemos estar em presença dum equilíbrioentre os sexos e duma acentuada subestimação geral. Em todo o caso, foifrequentemente observado noutros países que as irregularidades de registoacompanham, na maior parte dos casos, uma distorção desta relação demasculinidade.

Por outro lado, segundo informações recolhidas nas análises feitas empaíses com boas estatísticas demográficas (França, Bélgica, Estados Unidos,etc), sabemos que a relação de masculinidade dos nascimentos anda àvolta de 105 desde que se excluam as variações aleatórias, sempre possíveis.A existência de desvios acentuados em relação a este valor médio não podeser senão a consequência da existência de erros de observação, nomeada-mente omissões mais acentuadas num sexo do que noutro.

Porém, se o número de nascimentos observados não é suficientementegrande, alguns desvios observados podem ser a consequência directa dasflutuações aleatórias, mesmo no caso de estarmos em presença de umaobservação perfeita. Em função do número de nascimentos observados, é, 911

no entanto, possível precisar o intervalo de variação deste erro, que édevido à existência de populações pouco numerosas4.

Se a relação de masculinidade observada se situa no exterior do intervalode confiança, podemos, em princípio (uma vez em cada vinte pode tambémser devido ao acaso), atribuir o desvio à existência duma subdeclaraçãoou dum registo imperfeito mais acentuado por um sexo do que por outro.Inversamente, se a relação de masculinidade se situa no interior desteintervalo, não podemos concluir automaticamente que a observação éperfeita: podemos estar em presença de omissões com um mesmo nívelrelativo nos dois sexos. O quadro n.° 5 apresenta as relações de masculini-dade calculadas para Portugal em diversas épocas.

Relações de masculinidade nos nascimentos e intervalos de confiança a 95 %(X 100) em Portugal e em diversas épocas

[QUADRO N.o 51

Relações de mas-culinidade

Intervalos de con-fiança

1929^32

105,7

104,1-105,9

1939-42

105,9

104,1-105,9

1949^32

106,8

104,0-106,0

1959-62

105,6

104,0-105,9

1969-712

105,3

104,0-106,0

Para o conjunto dos nascimentos observados em Portugal, a relaçãoglobal de masculinidade é praticamente igual ao valor teórico, o quesignifica existir em princípio uma boa qualidade nas observações dosperíodos 1929-32, 1959-62 e 1969-72 desde que as omissões nas declaraçõesnão sejam independentes do sexo. Em 1939-42, a relação de masculinidadedos nascimentos é igual ao limite superior do intervalo de confiança e, em1949-52, o acaso é manifestamente insuficiente para explicar o desvioobservado em relação a 105: existem, pelo menos, omissões na declaraçãode nascimento das crianças de sexo feminino (ou no registo).

Tal como fizemos para Portugal, também calculámos para cada distritoas relações de masculinidade e os intervalos de confiança relativos aosmesmos períodos. Os resultados destes cálculos são apresentados no anexo 2e no gráfico in. O mesmo tipo de observações que elaborámos para Por-tugal são verificáveis ao nível regional.

As flutuações aleatórias devidas à existência de efectivos muito redu-zidos são ainda mais acentuadas. Contudo, o acaso explica praticamentetodos os desvios encontrados, a não ser em 1949-52, em que os distritosde Leiria, Lisboa e Porto apresentam valores que saem nitidamente dointervalo de confiança. Dado que estes distritos contêm pouco menosde *4 do total dos nascimentos de Portugal, podemos dizer que é devidoa existirem omissões na declaração ou no registo das crianças do sexo

4 Para um total de 1000 nascimentos temos, em teoria, 512 nascimentos mascu-linos e 488 nascimentos femininos. Os limites do intervalo de confiança a 95 % são:

0,512 ± :0,512 X 0,488

912

onde n = número de nascimentos.Para se passar aos limites de confiança das relações de masculinidade dividem-se

os limites calculados pela fórmula pela diferença à unidade destes limites.

Relações de masculinidade dos nascimentos e intervalos de confiançaa 95 %, por distritos e em diversas épocas

[GRÁFICO III]

110-

105

100-

95

100

1 0 5

ioo

« í s • : «

feminino destes distritos que a relação de masculinidade ao nível do Paíssai fora do intervalo de confiança em 1949-52. Aliás, se excluirmos doscálculos estes três distritos, obtemos uma relação de masculinidade de105,9 e um intervalo de confiança de 103,8-106,2 para o conjunto do País.

Em 1939-42 podemos também observar que a relação de masculinidadedos nascimentos em Lisboa é igual ao limite superior do intervalo deconfiança e que um grande número de pontos —como em 1949-52— seaproximam igualmente do limite superior do intervalo. Pensamos quetodas estas anomalias foram a consequência duma perturbação passageirana qualidade do estado civil português, não traduzindo assim, tal como foiobservado noutros países, uma evolução progressiva e gradual na suaqualidade.

Como última observação podemos ainda salientar que 88 % das rela-ções de masculinidade calculadas são superiores ao nível teórico, o quetraduz uma tendência para uma declaração preferencial pelo sexo mas-culino, ou, melhor, para uma não declaração das crianças do sexo feminino.

b) A RELAÇÃO DE MASCULINIDADE DOS MORTOS INFANTIS

Infelizmente, a classificação dos mortos infantis por sexos não estádisponível nas estatísticas demográficas correntes senão ao nível do País.Por outro lado, no grupo 0-4 anos, a separação por sexos já é feita ao níveldistrital até 1960. A partir desta data não é possível dispor de mais informa-ções, uma vez que os mortos aparecem de novo agrupados sem distinçãode sexo à escala distrital, se bem que, ao nível do País, a separação continuea ser feita em todos os grupos de idade.

Perante séries tão diversificadas no tempo, começámos por elaborara nossa análise ao nível do País, isto é, ao nível do grupo 0-1 anos deidade. O quadro n.° 6 apresenta estas relações em diferentes momentos dotempo.

Evolução das relações de masculinidade dos mortos infantis,H / 1£

de eo, de xq0 e de i^o/i^o em Portugal (a)[QUADRO N.° 6]

Períodos

1919-221929-321939-421949-521959-621969-72

Relações demasculinidade

dos mortosinfantis(X 100)

119122121120129130

H

34,4845,0948,5456,2960,6564,49

M

38,7049,9753,2561,4666,5170,34

H

259,30195,60141,1097,5093,2056,30

M

219,30165,50120,6085,3074,8044,60

Relações demasculinidade

(X 100)

118118117114125126

e0 = esperança de vida à nascença.1qQ = quociente de mortalidade infantil.

Relações de masculinidade dos mortos infantis =H / M

Relações de masculinidade tg0 = 3<7O / xqQ X 100

total de mortos infantis masculinos

total de mortos infantis femininos-X 100

914(a) Os valores de e0 e de xqQ foram compilados das tábuas de mortalidade apresentadas no

trabalho de J. Manuel Nazareth O Efeito da Emigração na Estrutura de Idades da População Por-tuguesa (trabalho não publicado na altura em que se redigiu e traduziu o presente).

Para evitarmos demasiadas flutuações aleatórias, calculámos as relaçõesde masculinidade por períodos de quatro anos. A evolução é bastante irre-gular: a sobremortalidade masculina aumenta 2,52% entre 1919-22 e1929-32, diminui ligeiramente (1,64 %) de 1929-32 a 1949-52 e aumentanos últimos vinte anos 8,33 %. Esta evolução terá no entanto algumsignificado?

Foi frequentemente observado, sobretudo nos países com boas es-tatísticas demográficas, que um declínio da mortalidade no tempo implicaum aumento sensível da sobremortalidade masculina. Foi para ilustrareste aspecto que acrescentámos ao quadro n.° 6 a evolução das esperançasde vida e dos quocientes de mortalidade infantil para os dois sexos, bemcomo a evolução das relações de masculinidade dos quocientes.

A esperança de vida de 1920 até aos nossos dias aumentou 87,04 % nosexo masculino e 81,76% no sexo feminino; os quocientes tiveram umaredução de 78,67 % e de 79,60 %, respectivamente nos sexos masculinoe feminino.

Por outro lado, também estimámos ser útil comparar as relações demasculinidade dos quocientes alcançados com as relações que se podem obterutilizando as tábuas-tipo de Princeton 5, bem como com o que se passounum país com um estado civil completo, como é o da França 6. Os resul-tados destes cálculos são apresentados no quadro n.° 7.

Evolução de xq0, de xq0 e

IQUADRO N.° 7]

H / M

de lq0 \ SLo segundo as tábuas-tipo de Princetone na França

Nível demortalidademasculina

Heo

34,4845,0948,5456,2960,6564,49

H

(permilagem)

Tábuas-tipode Princeton

210,84154,59139,68105,8188,5574,05

França

183,14161,61126,8691,8386,4747,30

Nível demortalidade

femininaM

eo

38,7049,9753,2561,4666,5170,34

1*0(permilagem)


178,90130,75118,5589,8571,6358,90

França

153,12133,72104,0675,1069,2935,83


118118118118124126

França

120121122122125132

5 Os valores de i#0 foram obtidos através da utilização das tábuas-tipo dePrinceton, modelo Sul. Este modelo é a base de referência mais adequada, umavez que estas tábuas foram elaboradas a partir dos seguintes dados:

5 tábuas de mortalidade da Itália (1876-1910)8 tábuas de mortalidade de Portugal (1919-58)1 tábua de mortalidade da Sicília (1951)3 tábuas do Sul de Itália (1921-57)5 tábuas de Espanha (1910-40)

A entrada nas tábuas foi feita através dos valores de e0 apresentados no quadron.° 7 e os quocientes foram obtidos por interpolação.

• Os valores de iq0 da França foram obtidos através da utilização das tábuasde mortalidade do momento elaboradas por Vallin, La mortalité par générationen France depuis 1899, Presses Universitaires de France, 1973.

As tábuas de mortalidade utilizadas foram escolhidas com base nos valoresde e0 da França que mais se aproximam dos valores obtidos para Portugal, e nãoem função duma igualdade de períodos de observação. 915

Analisemos primeiro os dados da França. A sobremortalidade masculinaaumenta em todo o período observado: nos primeiros quatro períodos muitolentamente (1,67 %) e mais rapidamente nos dois últimos (8,20 %). Estaevolução traduz perfeitamente tudo quanto dissemos anteriormente: asobremortalidade masculina aumenta quando a mortalidade diminui.

No que respeita à evolução das relações de masculinidade dos mortosinfantis obtidas através das tábuas-tipo de Princeton, os resultados obtidosforam muito semelhantes aos da França. A única diferença reside no factode o ritmo de aumento ser um pouco diferente: nos quatro primeirosperíodos, a sobremortalidade masculina é constante; enquanto no caso daFrança tínhamos observado um ligeiro aumento (1,67 %), nos dois últimosperíodos, o aumento verificado (6,78 %) foi inferior ao observado naFrança (8,20%).

Observemos de novo as séries das relações de masculinidade dos quo-cientes de mortalidade infantil em Portugal que foram apresentadas noquadro n.° 6. Nos dois primeiros períodos, a sobremortalidade masculinafica constante e ao mesmo nível que os valores obtidos através das tábuas--tipo de Princeton; nos dois períodos seguintes —1939-42 e 1949-52 —observamos uma diminuição de 3,39 %, enquanto nas duas outras sériesa sobremortalidade fica constante (ao mesmo nível em relação aos valoresanteriores na série de Princeton e ligeiramente superior no caso da França).Finalmente, nos últimos vinte anos verificou-se um aumento sensível(10,53 %). Este aumento é o mais importante das três séries de relaçõesde masculinidade.

Como podemos nós, a partir destas séries, apreciar a qualidade dosdados disponíveis? Os quocientes de mortalidade infantil, fazendo intervirno seu cálculo as declarações, segundo o sexo, dos nascimentos e dosmortos com menos de um ano, dificultam-nos muito a tarefa de precisarqual será a parte de erro de cada factor. Em todo o caso, uma diminuiçãoda sobremortalidade masculina infantil como a que observámos em 1939-42e sobretudo em 1949-52 só pode ser explicada por uma declaração de máqualidade (ou por um mau registo), quer nos mortos quer nos nascimentos.

Já víramos anteriormente que em 1949-52 estávamos em presença dumasobremasculinidade dos nascimentos, ou, antes, duma subestimação dosnascimentos femininos. Também pudemos observar que, em 1939-42,a relação de masculinidade dos nascimentos em Portugal era igual ao limitesuperior do intervalo de confiança. Ora, se, como dissemos anteriormente,os quocientes de mortalidade infantil são calculados combinando os nas-cimentos com os mortos no grupo 0-1 anos, com um registo de mortosconstante, uma diminuição na qualidade de registo dos nascimentos femi-ninos sobrestima o quociente de mortalidade infantil feminino e, conse-quentemente, faz .subestimar a relação de masculinidade dos quocientes.Este facto pode-nos explicar, ao menos em parte, os valores obtidos em1939-42 e em 1949-52. Mas, por outro lado, também podemos admitir, combase no que foi observado em certos países, como, por exemplo, a Argélia7,que a tendência das declarações dos mortos infantis segundo o sexo seguede muito perto a tendência das declarações dos nascimentos.

Neste contexto, é bem provável que durante os períodos 1939-42 e1949-52 tivessem também ocorrido omissões nos mortos mais acentuadas

T D. Tabutin, Mortalité infantile et juvénile en Algérie, thèse de doctorat de916 3ème Cycle, École Pratique de Hautes Études, Paris, 1975.

por um sexo do que por outro. Se esta hipótese se verifica, com um registode nascimentos constante, o quociente de mortalidade infantil feminino estámais subestimado que o do sexo masculino, o que implica um aumento narelação de masculinidade dos quocientes. Voltaremos a este assunto. Dequalquer modo, podemos já adiantar que, no caso de haver omissões nosmortos, as omissões de nascimentos são mais importantes, uma vez que asrelações de masculinidade dos quocientes diminuíram nos períodos 1939-42e 1949-52.

Depois destes dois períodos onde a qualidade dos dados manifestamentese deteriora, as relações de masculinidade dos quocientes são bastantecorrectas, o que confirma a impressão que já tivéramos quando analisámosos nascimentos: a boa qualidade dos dados nos últimos vinte anos. O sexodeixa de aparecer como elemento diferenciador das declarações (ou deregisto) quer dos nascimentos quer dos mortos.

Por outro lado, estes dados médios podem ocultar um outro tipo deflutuações: a existência de diferenças regionais acentuadas. Já dissemosanteriormente que os mortos infantis não são apresentados por sexos nasestatísticas demográficas portuguesas ao nível do grupo 0-1 anos paraos distritos. A separação por sexos só é feita no grupo 0-4 anos até 1960.Perante esta situação, pensámos que uma breve análise das relações demasculinidade neste grupo de idades à escala regional talvez nos dessealgumas informações suplementares. Os índices-resumo das relações demasculinidade calculadas são apresentados no quadro n.° 8.

Índices-resumo das relações de masculinidade dos mortos no grupo de idades0-5 anos, por distritos

[QUADRO N.o 8]

Períodos

1919-22

19191920 ...1921

1929-32

192919301931 .

1939-42 ...

193919401941

1949-52

19491950 .- . .1951

1959-60

19591960

X

114,03

114,02116,47115,31

115,82

116,33115,02115,91

116,09

115,31117,09116,32

121,36

122,00122,00121,94

124,09

123,56124,98

s

5,34

6,326,326,01

6,57

7,017,336,98

6,50

6,206,997,87

7,43

8,617,437,01

7,49

7,527,98

C. V.(percentagem)

4,7

5,55,45,2

5,7

6,06,46,0

5,6

5,46,06,8

6,1

7,16,15,7

6,0

6,16,4 917

Observando a evolução quer dos desvios-padrão, quer dos coeficientesde variação, verificamos que os valores variam muito pouco ao longo detodo o período de observação. Tentámos elaborar agrupamentos em dife-rentes momentos do tempo para ver se era possível obter regiões que sedistinguissem umas das outras, mas as diferenças obtidas foram demasiadopequenas. Essas diferenças eram mais a consequência de flutuações alea-tórias do que a de acentuadas diferenças regionais na declaração dos mortos.

O declínio da mortalidade observada de 1919-22 a 1969-72 teve comoconsequência aumentar a sobremortalidade masculina, tal como verifi-cáramos anteriormente. Contudo, neste caso, a série das relações de mas-culinidade (3c) tem um aumento bastante regular. Podemos assim concluirque as imperfeições de registo ou de declaração se situam ao nível dogrupo 0-1 anos, e não ao nível do grupo 1-4 anos. Em todo o caso, aausência de dados não nos permite apurar, tal como fizemos para os nas-cimentos, se existem ou não distritos no período 1940-50 onde a qualidadedos dados é particularmente inferior.

c) A PROPORÇÃO DOS MORTOS INFANTIS NO CONJUNTO DOS MORTOS

Não é senão a partir de 1940 que as estatísticas demográficas de estadocivil separam, ao nível regional, no grupo de idades 0-5 anos, os mortosinfantis dos mortos no grupo 1-5 anos. O quadro n.° 9 apresenta os índices--resumo das proporções dos mortos infantis no conjunto dos mortos calcu-lados à escala distrital.

Em princípio, quando nos países de mortalidade elevada se está empresença de um declínio acentuado da mortalidade, os mortos infantisdiminuem mais rapidamente do que o conjunto dos mortos, o que implicauma diminuição da proporção dos mortos infantis.

índices-resumo das proporções dos mortos infantis no conjunto dos mortos[QUADRO N.o 9]

918

Períodos

1940-42

194019411942

1949-52

194919501951

1959-62

195919601961

1969-72

196919701971

X

0,24

0,240,240,24

0,20

0,210,190,18

0,18

0,190,180,19

0,10

0,100,100,09

s

0,05

0,050,050,05

0,06

0,070,070,06

0,07

0,070,070,07

0,05

0,060,050,04

C. V.

(percentagem)

20,83

20,8320,8320,83

30,00

33,3336,8433,33

38,89

36,8438,8936,84

50,00

60,0050,0044,44

Por outro lado, se estamos em presença de uma melhoria acentuadana qualidade do registo dos mortos infantis, este aumento pode ter comoconsequência o aumento desta proporção, desde que a mortalidade nãodecline mais rapidamente do que o ritmo de aumento da qualidade doestado civil. Tais factos foram frequentemente observados em muitos paísescom um estado civil de qualidade deficiente, desde que se esteja peranteum período de observação bastante grande.

A partir dos quocientes de mortalidade infantil obtidos anteriormente(quadro n.° 6) e dos valores das proporções dos mortos infantis no conjuntodos mortos (quadro n.° 9) elaborámos o quadro n.° 10.

Evolução em percentagem de ^f, aQ0 e d» proporção dos mortos infantis

no conjunto dos mortos[QUADRO N.o 101

Períodos

1919-22 a 1939-421939-42 a 1949-521949-52 a 1959-621959-62 a 1969-72

H

(permilagem)

- 45,58- 30,90- 4,41- 39,59

(permilagem)

- 45,01- 29,27- 12,31- 40,37

Proporção dosmortos infantis

no totaldos mortos

- 16,67- 10,00- 44,44

O declínio da mortalidade infantil observado através da evolução dosquocientes mostra-nos que entre 1939-42 e 1949-52 ocorreu nos dois sexosum declínio de 30 %; entre 1949-52 e 1959-62 o declínio foi de 4,41 %e de 12,31 %, respectivamente para o sexo masculino e para o feminino;finalmente, no último período observou-se de novo um declínio idênticonos dois sexos: 40 %.

Dissemos anteriormente que, quando a qualidade do registo dos mortosé constante, uma mudança na qualidade do registo dos nascimentos sobres-tima o quociente de mortalidade infantil; inversamente, quando a qualidadedo registo dos nascimentos é constante, uma diminuição na qualidade doregisto dos mortos infantis subestima o quociente de mortalidade infantil.Por outro lado, já tínhamos assinalado anteriormente a existência dealgumas deficiências no registo dos nascimentos femininos, bem comoa possibilidade de igual deficiência nos mortos infantis femininos em 1939-42e em 1949-52.

Ora a fraca diminuição dos quocientes observada entre 1949-52 e1959-62 nos dois sexos não pode ser explicada senão por uma subestimaçãodos mortos nos dois sexos em 1949-52, ou então por uma sobrestimaçãoem 1959-62 (ou até mesmo os dois casos ao mesmo tempo). Em todo ocaso, segundo o que vimos anteriormente, existem fortes razões que nospermitem aceitar como certa a hipótese apresentada em primeiro lugar.Neste caso, se a subdeclaração dos mortos infantis é mais importantepara o sexo feminino que para o sexo masculino, o normal seria que odeclínio fosse mais acentuado no sexo feminino. É precisamente o contrárioque se observa. A explicação reside, em nossa opinião, na sobremortalidadedos nascimentos observados em 1949-52. 0 registo deficiente dos nasci-mentos do sexo feminino sobrestimam o valor do quociente de mortalidade 919

infantil no sexo feminino e acentua um pouco mais o fraco declínio obser-vado nos quocientes.

Observemos de novo a evolução das proporções dos mortos infantisno conjunto dos mortos. A diminuição da mortalidade infantil foi nitida-mente mais importante do que os progressos registados nas estatísticas deestado civil. Mesmo durante o período em que o estado civil manifestamentese degrada, o declínio continuou a produzir-se, se bem que a um ritmomais lento.

No que diz respeito à análise regional, ao contrário do que se observouem pontos anteriores, a homogeneidade do espaço português não se verifica:entre 1940-42 e 1969-72, o coeficiente de variação duplicou e o seu níveljá não se situa em 5 % ou 6 %, como anteriormente, mas atinge valoresde cerca de 50 %.

Infelizmente, esta proporção não pode ser calculada por sexos, umavez que os mortos infantis são publicados somente para o conjunto dossexos. Contudo, se queremos ter uma ideia sobre o comportamento desteíndice ao nível dos sexos, torna-se necessário, como fizemos anteriormente,servirmo-nos do grupo de idades 0-5 anos, que pode fornecer-nos dadospor sexos até 1959. O quadro n.° 11 apresenta os índices-resumo das duasséries assim calculadas.

Indices-resumo das proporções de mortos infantis no grupo de idades 0-5 anosem relação ao conjunto dos mortos, por sexos

[QUADRO N.o 11]

Períodos

Sexo feminino:

Í93O-321939-421949-52 . . . . .1959

Sexo masculino:

1930-321939-421949-521959 . . . . . . . .

X

0,360,310,260,24

0,390,340,300,27

s

0,070,070,080,10

0,060,070,090,11

C. V.

(percentagem)

19,4422,5830,7741,67

15,3820,5930,0040,74

920

A evolução é muito semelhante nos dois sexos. Por outro lado, tambémobservamos que a proporção de mortos masculinos no grupo 0-5 anos ésempre superior à mesma proporção no sexo feminino. Esta diferença émais ou menos constante em todo o período de observação: o coeficientede correlação entre as duas séries é igual a + 0,9922.

Por outro lado, os valores do coeficiente de variação mostram-nos queo declínio da mortalidade neste grupo de idades não teve a mesma evolu-ção em todos os distritos e que esta evolução foi sensivelmente a mesmapara os dois sexos. Nestas condições, quais foram os distritos em que odeclínio da mortalidade foi menos acentuado? Será que estaremos empresença de agrupamentos específicos? Eis duas questões a que temos

Matrizes dos coeficientes de correlação (Spearmans) entre os índices de mortalidade nas idades jovens

IQUADRO N.o 12]

1939-42

P0.s (H)Po-5(M)Taxa de morta-

lidade infantilProporção de

mortos infan-tis

(ff)

1

Po-*

(Af)

+ 0,9251

Taxa demortali-

dadeinfantil

+ 0,689+ 0,570

1

Propor-ção dosmortosinfantis

+ 0,824+ 0,855

+ 0,783

1

1949-52

Pôs (H)Po-sCM)Taxa de morta-


mortos infan-tis

(ff)

1

(M)

+ 0,9461

Taxa demortali-

dadeinfantil

+ 0,715+ 0,728

1


+ 0,914+ 0,930

+ 0,786

1

1959-62

Po-5 (H)Po-.(M)Taxa de morta-


mortos infan-tis

1

(M)

+ 0,9691

Taxa demortali-

dadeinfantil

+ 0,835+ 0,839

1


+ 0,936+ 0,934

+ 0,893

1

Nota — Em 1930-32:

« + 0,857

Em 1969-72:

taxa de mortalidade infantil

proporção dos mortos infantis= + 0,786

todo o interesse em responder, dado que existe uma ligação muito impor-tante entre o recuo da mortalidade e o declínio da fecundidade8,

Começámos por verificar se os distritos onde os três índices calculadossão mais significativos eram os mesmos. Juntámos a estes índices (propor-ção dos mortos infantis, proporção dos mortos no grupo de idades 0-5 anos,sexos masculino e feminino) um quarto: as taxas de mortalidade infantilque foram calculadas desde 1940 até aos nossos dias, por distritos.

A análise foi elaborada a partir do coeficiente de correlação deSperman9 e do coeficiente de Kendall10. Os dados utilizados na análiseconstam do anexo 3 e os resultados são apresentados nos quadros n.os 12e 13.

Vaiares do coeficiente de Kendall (W) e de X2 para os índices de mortalidadenas idades jovens

[QUADRO N.o 13]

WX2(à)

1930-32

0,876536,81

1939-42

0,806167,71

1949-52

0,864472,61

(a) Os valores de X2 da tábua, para 21 graus de liberdade, são os

Nível de significação 0,05 = 32,67.Nível de significação 0,01 = 3i8,93.

1959-62

0,972081,65

seguintes:

1969-72

0,873036,66

A concordância entre os índices é bastante boa, o que aliás nos pareceser muito lógico: uma grande proporção de mortos infantis implica umaelevada taxa de mortalidade infantil e uma proporção igualmente elevadade mortos no grupo de idades 0-5 anos.

Depois de termos resolvido o primeiro problema —a consistênciainterna dos dados disponíveis — procurámos precisar como se agrupavamos distritos, uma vez que estes agrupamentos nos podem dar importantesinformações para a análise da tipologia da fecundidade no caso concretoda situação portuguesa.

Com base nas classificações empregues em cálculos anteriores, podemosestabelecer uma hierarquia dos distritos a partir do seu nível de morta-

8 S. Beaver, Demographic Transition theory reinterpreted, Lexington Books, 1975,pp. 45-48.

onde n = número de pares de observações (xi, yi) e Di = rank (xi) — rank (yi).10

3(71 + 1)

- 1) n - 1

922 onde k = 4, n = 22 e Kjj = o rank.

lidade. Como é óbvio, obtivemos diferentes classificações ao empregardiferentes índices e ao trabalhar em diversas épocas. Contudo, pudemosverificar que, apesar desta diversidade, a grande maioria dos distritos seagrupavam da maneira apresentada no mapa 2.

Tipologia dos distritos segundo o nível de mortalidade nas idades jovens

[MAPA 2]

Grupo I (mortalidade ele-vada)

Grupo n (mortalidade mé-dia)

I I Grupo i n (mortalidadebaixa)

FUNCHAL

P. DELGADA

HORTA A. HER.

Para verificarmos se estes grupos estavam bem formados, calculámospara cada índice, em diversas épocas, um teste que compara a variânciainter e intragrupos:

t ii —

onde (Tij = variância de i no grupo ; e O-Í = variância dos vinte e doisdistritos.

Se os valores de F u são inferiores à unidade, temos uma boa indicaçãode que os grupos do mapa 2 estão bem formados. Os valores de F u sãoapresentados no quadro n.° 14. 923

Valores de F{] para os quatro Índices de mortalidade nas idades jovens

IQUADRO N.o 114)

Proporção dos mortos infantis:Grupo IGrupo IIGrupo III

Taxa de mortalidade infantil:Grupo IGrupo IIGrupo III

Proporção dos mortos de 0-5 (H):Grupo IGrupo IIGrupo III

Proporção dos mortos de 0-5 (Àf):Grupo I ,Grupo IIGrupo III

1900

0,22220,63890,2500

0,45240,38100,3333

1940

0,76000,20000,0800

0,87500,12500,7500

0,08330,35420,1042

0,16280,62790,1628

1950

0,83330,08330,0556

0,85710,00000,1429

0,04880,23170,0610

0,05880,20590,1029

1960

0,16670,25000,0000

0,50000,25000,0000

0,05650,31450,0161

0,13400,23710,0206

197)0

0,48000,28000,0800

0,00000,00000,0000

Todos os valores de F u assim calculados são inferiores à unidade(Fu < 1,0), o que traduz a exactidão do diagnóstico na formação dosgrupos. O grupo que apresenta os valores de F u menos significativos é ogrupo in, isto é, aquele que reúne os distritos de mais fraca mortalidade.O grupo i, que agrupa os distritos de mortalidade mais elevada, quando

Valores de T^ para os quatro índices de mortalidade nas idades jovens

[QUADRO N.° 115]

924

Proporção dos mortos infantis:Grupo IGrupo IIGrupo III

Taxa de mortalidade infantil:Grupo IGrupo IIGrupo III

Proporção dos mortos de 0-5 (H)\

Grupo IGrupo IIGrupo III

Proporção dos mortos de 0-5 (M):Grupo IGrupo UGrupo III ...

1930

1,000,171,06

0,64•0,18-0,55

1940

1,200,201,00

0,95•0,27•0,79

1,07-0,08- 1,33

1,00-0,15

1,13

19"5O

1,17•0,33• 1,17

1,07•0,34-0,82

1,22•0,26•1,20

1,260,331,11

1960

1,290,290,86

1,13•0,28

1,04

1,260,36

-1,04

1,260,36

-1,05

1970

1,000,400,80

0,96-0,12• 1,09

nos servimos da proporção dos mortos no grupo 0-5 anos, apresenta-nosuma maior homogeneidade que o grupo n, mas, quando utilizamos osíndices de mortalidade infantil, é o grupo li que tem uma maior homo-geneidade. Por outro lado, podemos confirmar tudo quanto afirmámos seutilizarmos o «teste das médias»:

Si

onde iij = média da variável i no grupo /, xt = média da variável / paraos vinte e dois distritos e JÍ = desvio-padrão dos vinte e dois distritos.

Não só são confirmados os resultados obtidos no quadro n.° 14, comotambém se obtém uma maior homogeneidade nos grupos i e in. Os valoresde Tu são apresentados no quadro n.° 15.

d) VISÃO DE CONJUNTO SOBRE A QUALIDADE DO ESTADO CIVIL

Através dos índices utilizados na nossa análise foi possível isolar trêsperíodos na evolução da qualidade do estado civil português: um períodode 1929-32 a 1939-42, em que o estado civil parece ser de boa qualidade;um período de 1939-42 a 1949-52, em que o estado civil se deteriora, eum período de 1949-52 a 1969-72, que parece ser de novo de boa qualidade.

A análise das relações de masculinidade dos nascimentos em diversasépocas mostrou não existirem omissões diferenciais por sexo particular-mente importantes. Em todo o caso, foi possível isolar três aspectos dignosde nota: a existência duma tendência para a sobremasculinidade nas decla-rações ou no registo; a existência de um período — 1939-42 —onde certossintomas de subestimação das crianças de sexo feminino se começam amanifestar, sobretudo no distrito de Lisboa, e a existência de um período— 1949-52— em que a subestimação das crianças do sexo feminino émanifesta em três distritos: Lisboa, Porto e Leiria.

A análise das relações de masculinidade dos quocientes de mortalidadeinfantil e das proporções dos mortos infantis no conjunto dos mortos per-mitiu-nos observar que em 1949-52 existe uma subdeclaração manifesta dosmortos infantis tanto num sexo como noutro.

Por outro lado, a análise regional das proporções dos mortos infantis noconjunto dos mortos demonstrou-nos que o declínio da mortalidade se nãoproduziu da mesma forma em todos os distritos. Existe uma região deoito distritos em que a mortalidade nas idades jovens é bastante elevadaem relação ao resto do País: Viana do Castelo, Braga, Porto, Vila Real,Bragança, Funchal, Ponta Delgada e Angra do Heroísmo.

2. TENTATIVA DE APRECIAÇÃO DA QUALIDADE DOS RECEN-SEAMENTOS DE 1930 A 1970

Foi em 1864 que Portugal elaborou o seu primeiro recenseamento emmoldes modernos. Outros recenseamentos tiveram lugar em 1878 e 1887e, a partir de 1890, os recenseamentos passaram a realizar-se cada dezanos, excepto o de 1910, que teve lugar em 1911.

Um obstáculo muito importante perturba a análise da qualidade dosdados; a emigração, cuja importância w i a enormemente ao longo doperíodo de observação (ver gráfico iv). 925

Evolução da emigração legal em Portugal

[GRÁFICO IV]

1870 1880 1890 1900 1910 1920 1930 1940 1950 1960 1t70

Anos

Cálculo do saldo migratório através das estatísticas disponíveis[QUADRO N.o 1<6]

926

Total de emigrantes ofi-ciais entre os recensea-mentos

Saldo migratório com ascolónias

Total de retornos de emi-grantes entre os recen-seamentos

1.° saldo migratórioDados disponíveis sobre a

emigração clandestina ...2.° saldo migratório

1

2

34=3-(l+2)

56=5+4

1930-40

109 252

69754- 3 9 498

-39498

1940-50

90191

+36 547

43 295- 8 3 443

-83~443

1950W60

353 534

+ 122482

15 448-460 568

- 9 870-470438

19^0-70

681004

+77 848

15 580-743 272

-338 853- 1 082 125

No quadro n.° 16 são apresentados os dados disponíveis sobre a emi-gração, sendo o período de observação dividido em quatro partes. Cadaparte representa o decénio entre dois recenseamentos sucessivos. O exce-dente dos emigrantes sobre os imigrantes (1.° saldo migratório) foi corrigidopara se ter em conta alguns dados disponíveis sobre a emigração clan-destina11. Apesar desta correcção, o 2.° saldo migratório continua a sersubestimado: em primeiro lugar, é subestimado pelo facto de nos doisprimeiros períodos não estarem disponíveis dados sobre a emigraçãoclandestina; em segundo lugar, nos dois últimos períodos só se leva em linhade conta a emigração clandestina para França.

Adicionando ao saldo migratório obtido anteriormente os valores docrescimento natural nos mesmos períodos obtém-se um crescimento «pre-visto» entre os recenseamentos. Este tipo de aumento, quando comparadocom o aumento realmente observado entre os recenseamentos, pode dar-nosuma primeira aproximação da qualidade dos dados disponíveis. Os cálculossão apresentados no quadro n.° 17.

Equação de concordância em Portugal em diversas épocas

[QUADRO N.o 17]

Total de nascimentos - totalde mortos entre os re-censeamentos

Total de emigrantes - totalde emigrantes entre osrecenseamentos

Aumento «previsto» entreos recenseamentos

Aumento «observado» en-tre os recenseamentos ...

Diferença a explicar

1

2

3=1+2

45 = 3 - 4

H9-3KMIO

+828 695

- 39 498

+789 197

+896 269-107 072

1940-30

+847 825

- 83 443

+764 382

+719 160+ 45 222

1950u6O

+ 1090795

- 470438

+ 620 357

+ 448 080+ 172 277

1960-70

+ 1072 620

-1082125

- 9 505- 278 267

+ 287 772

Operações deste género nunca são suficientes para determinar qualo tipo de estatística que está na base dos desvios observados. Em todo ocaso, a análise de cada membro das diversas equações apresentadas nosquadros n.os 16 e 17 pode dar-nos provas suplementares de tudo o quedissemos anteriormente, ou até mesmo fazer-nos chegar a conclusõesdiferentes, que, evidentemente, devem sempre ser adoptadas a títuloprovisório.

As «diferenças a explicar» no quadro n.° 17 correspondem a 11,95 %do crescimento da população observada entre os recenseamentos em1930-40, a 6,29 % em 1940-50, a 38,45 % em 1950-60 e a 103,42 % em1960-70. Estamos, pois, em presença de diferenças muito importantes.No período 1930-40, o aumento «observado» por comparação intercen-sitária foi superior ao aumento «previsto». Sem excluirmos a possibilidadede haver uma subdeclaração dos mortos ou dos emigrantes, três factoresparecem ser os mais susceptíveis de explicar as diferenças encontradas:

11 Marinho Antunes, «Vinte anos de emigração portuguesa», in Análise Social,n.os 30-31, vol. VII, 1970. 927

um registo deficiente dos nascimentos, um registo deficiente dos imigrantese o recenseamento de 1940 ser mais completo que o de 1930.

Para o período 1940-50, o aumento «previsto» foi superior ao «obser-vado». Podemos admitir a existência de um registo deficiente dos mortosou dos emigrantes, mas também podemos admitir que o recenseamentode 1940 seja mais completo que o de 1950. Os dois períodos seguintestêm as mesmas características que este último e, obviamente, o mesmo tipode hipóteses podem ser formuladas.

Anteriormente, quando analisámos o estado civil, tínhamos verificadoexistirem problemas de registo nos períodos 1939-42 e 1949-52. Paraanalisarmos a qualidade dos recenseamentos vamo-nos servir de três mé-todos: das relações de masculinidade, do método de Demeny e Shorter edo índice combinado das Nações Unidas.

a) AS RELAÇÕES DE MASCULINIDADE

Uma maneira simples de apreciar a qualidade dos dados obtidos atravésdos recenseamentos consiste em observar o desvio em relação a 100 darelação global de masculinidade. Com efeito, uma relação de masculinidadedos nascimentos que se situe por volta do valor 105 combinada com umarelação de masculinidade dos mortos que varia entre 105 e 125 implicaa existência de uma relação global de masculinidade no recenseamentosensivelmente igual a 100 desde que os movimentos migratórios não sejammuito importantes12.

O gráfico v e mapa 3 e o quadro n.° 18 agrupam as relações globaisde masculinidade calculadas para os 22 distritos de Portugal em três níveis:um nível que agrupa os distritos cujos valores estão muito próximos de 100e dois outros níveis que agrupam os distritos que se afastam deste nívelde referência.

Evolução das relações globais (X 100) de masculinidade(1920-70)

[QUADRO N.° 18]

Anos

192019301940195019601970

Grupo I

9899

1001009895

Grupo II

909294949392

Grupo III

848586878685

Portugal

909193939290

Apesar das diferenças de nível entre cada grupo, a forma das curvasé muito semelhante, isto é, as relações de masculinidade aumentam até 1940,estabilizam entre 1940 e 1950, para, a partir de 1950, começarem de novoa afastar-se progressivamente do nível teórico. Por outro lado, também éinteressante observar a especificidade geográfica dos grupos formadosa partir dos níveis obtidos nas relações de masculinidade: o grupo i incluia totalidade dos distritos do Sul, o grupo n a quase totalidade dos distritosdo Centro e o grupo in a quase totalidade dos distritos do Norte.

928 12 Shirock e Siegel, Principies and Methods of Demography, U. S. Census, 1974.

8

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929

Evolução das relações de masculinidade por grupos de idade[QUADRO N.° 19]

1930:Grupo IGrupo IIGrupo mPORTUGAL

1940:Grupo IGrupo IIGrupo inPORTUGAL

1950:Grupo IGrupo IIGrupo IIIPORTUGAL

1960:Grupo IGrupo IIGrupo inPORTUGAL

1970:Grupo IGrupo nGrupo inPORTUGAL

0-4

102102101102

105106106105

104104105104

105105105105

103105104104

5-9

103103104104

103104105104

103104104104

103104104104

102103104104

110-14

102102104104

104103103103

104104103103

101102102102

102101102102

15-19

102989498

102999899

1031019799

99979396

96969195

120-24

103968494

1029993100

10510094100

98948591

96968891

25-29

94877586

103988796

101979097

100948593

89877887

310-34

95857485

103948292

101988795

100928392

92887988

3-5H39

101897686

99897587

103978493

100938493

93898190

40-44

102867284

98887585

102938090

100958592

97908290

45-49

100847383

97867484

97877485

100958391

98908490

30-34

100837583

96826980

96857382

100907987

96918589

35-59

98857483

93807179

93817179

96857482

96918388

60-64

99817180

93797077

89776674

90807177

95857581

65-69

92766916

89756773

85726570

87766873

87797175

Podemos concluir, sem grandes riscos de nos enganarmos, que existeum fenómeno cuja intensidade varia de norte para sul e ao longo do tempo,influenciando assim a evolução das relações de masculinidade. Este fenó-meno é, sem dúvida de espécie alguma, a emigração. Porém, a questãode que nos ocupamos é a de saber se a emigração pode explicar todas asevoluções observadas. Com efeito, pode perfeitamente dar-se o caso deexistirem imperfeições nos recenseamentos que tenham igualmente a suaparte na explicação.

Aprofundámos um pouco mais a nossa análise das relações de mascu-linidade calculando para lada distrito as relações de masculinidade porgrupos de idade. Obtivemos curvas particularmente acidentadas. Algunsexemplos destas curvas são apresentados no anexo 4. Para tornarmos ascomparações mais fáceis, optámos por agrupar as 110 curvas calculadassegundo o critério do gráfico v e mapa 3. O quadro n.° 19 e os gráficosvi-x apresentam os resultados dos cálculos efectuados.

Também estimámos ser útil calcular a evolução das relações de mas-culinidade por grupos de idade numa população de referência: a populaçãoestável. As populações estáveis foram escolhidas para cada recenseamentoa partir dos níveis de mortalidade e de fecundidade observados nos períodosde quatro anos mais próximos de cada recenseamento13.

Evolução das relações de masculinidade por grupos de idade

[GRÁFICO VI] [GRÁFICO VH]1930

10 20 3O 40 5O 6 O

Grupos de idade

110

100-

9 0

0 0

70

1940

\ \

\

- \ \

\

V

10 20 3O AO 50

Grupos de idade

18 Utilizámos no nosso cálculo as tábuas-tipo de Princeton, modelo Sul. Aspopulações estáveis femininas foram calculadas através de uma dupla interpolação.Em primeiro lugar interpolámos entre os níveis de mortalidade (12/13 em 1930,14/15 em 1940, 17/18 em 1950, 19/20 em 1960 e 21/22 em 1970) que limitam osvalores de e© do quadro n.° 6. Em seguida interpolámos entre os níveis das taxasbrutas de reprodução (1,85 em 1930, 1,56 em 1940, 1,55 em 1950, 1,50 em 1960e 1,31 em 1970) associados à idade média da fecundidade (30,8 em 1930, 30,6 em1940, 30,3 em 1950, 29,7 em 1960 e 29,3 em 1970). As populações estáveis mascu-linas foram calculadas de maneira idêntica. 931

1950

[GRÁFICO DC]

9 0

O 10 2O 3O 4O 5O 6O 70

Grupos de idade

6 0

1960

O 10 20 30 40 50 60 70Grupos de idade

[GRÁFICO X]

e•8

1970

\ \

— População estável— PORTUGAL.— Grupo I— Grupo II

Grupo III

10 20 30 40 50 60 70Grupos de idade

932

A utilização das populações estáveis como modelo de comparaçãodeve ser feita com bastante prudência, uma vez que a existência de movi-mentos migratórios muito intensos, associados a um declínio da mortalidadee da fecundidade, nos pode levar a elaborar estimativas pouco precisas eaté mesmo sem significado. Em todo o caso, como o nosso objectivo nãoé o de corrigir as estruturas de idades em cada recenseamento, mas o deobter um ponto de referência, estimámos que o seu emprego poderia sermuito útil para a nossa análise.

A primeira impressão que se obtém quando observamos os gráficosvi-x é a de que os três grupos retidos na nossa análise mantêm sempre amesma posição relativa, o que aliás nos pareceu normal. As relações demasculinidade por grupos de idade do grupo i (cujas relações de masculi-nidade globais são as que mais se aproximam do nível teórico) são emcada recenseamento aquelas que mais se assemelham às da populaçãoestável. O grupo in tem a situação inversa e o grupo II é o que mais seaproxima dos valores médios do País.

Um outro aspecto importante é o facto de em 1930 e em 1970 as curvasterem sensivelmente a mesma forma, isto é, com uma grande concavidadeentre os 20 e os 35 anos, enquanto as curvas de 1940 e de 1950 parecemquerer aproximar-se do modelo estável. Observemos de novo o gráfico iv.Os recenseamentos de 1930 e de 1970 foram justamente aqueles que seseguiram aos períodos de emigração mais intensa. Mais ainda: em 1930,as relações de masculinidade são, no conjunto, inferiores às de 1970, o quetraduz bem, não somente o efeito da emigração entre 1920 e 1930, mastambém a intensidade deste fenómeno entre 1910 e 1920. Sabemos quea emigração é um fenómeno selectivo que afecta mais os jovens do queos velhos e mais o sexo masculino do que o sexo feminino. Neste contextopodemos facilmente verificar que, nos períodos em que a emigraçãodiminuiu consideravelmente (1930-40 e 1940-50), os recenseamentos de1940 e de 1950 se aproximam consideravelmente do modelo estável e que,a partir destas datas, as diferenças tendem de novo a aumentar.

É verdade que foi possível observar algumas mudanças, quer na relaçãode masculinidade dos mortos, quer na relação de masculinidade dos nas-cimentos, mas estas mudanças são demasiado pequenas para explicar aforma das curvas obtidas. Já dissemos anteriormente que os movimentosmigratórios e o facto de os recenseamentos poderem ser de má qualidadepodem ser as causas principais das mudanças observadas.

Evolução das taxas de emigração[QUADRO N.° 20]

Grupo IGrupo IIGrupo IIIPORTUGALsc. v. (percentagem)

1920-30

2,54,06,44,12,9

70,7

1930-40

0,91,02,71,51,4

93,3

1940-50

0,60,82,21,21,4

116,7

1950-60

2,55,37,04,94,5

91,8

1960-70

6,79,9

11,010,06,8

68,0

Evolução das relações de masculinidade dos emigrantes (X 100)[QUADRO N.o 21]

Grupo IGrupo IIGrupo IIIPORTUGALsc. v. (percentagem)

1920-30

305,1311,0326,3316,457,018,0

1930-40

175,9160,3241,7187,058,931,5

1940-30

172,3165,0258,1186,982,344,0

1950>-60

169,0148,4175,0168,248,929,1

1960-70

168,2140,3191,1168,042,725,4 933

Analisemos primeiro os movimentos migratórios. Infelizmente nãodispomos ao nível regional de informações respeitantes à composição poridade dos movimentos migratórios. Mesmo ao nível global, tais dados nãosão disponíveis senão nos últimos vinte ou trinta anos. Este facto obriga-nosa conduzir a nossa análise ao nível das relações globais de masculinidade,uma vez que neste caso é possível dispor de alguma informação respeitanteà relação dos sexos dos migrantes.

Os quadros n.os 20 e 21 resumem as taxas e as relações de masculinidadeda emigração calculadas para os 22 distritos em diferentes momentos dotempo. As taxas de emigração foram calculadas dividindo o total de emi-grantes entre dois recenseamentos sucessivos pela população média cal-culada para o meio do período. Nas relações de masculinidade dos emi-grantes dividimos o total de emigrantes do sexo masculino pelo total deemigrantes do sexo feminino nos mesmos períodos, multiplicando o totalpor 100.

Tanto ao nível dos grupos elaborados para a nossa análise como aonível do País, é possível distinguir dois períodos no que respeita à inten-

Evolução das taxas de emigração[GRÁFICO XI]

11-

10

9 -

8

7

5

Grupo///

/ Portugal

*Grupo//

Grupo/

9341920 1930 1940 1950 19 60 19 70

Anos

Evolução das relações de masculinidade dos emigrantes

[GRÁFICO XII]

350-

300-

2 5 0

200-

150

100

Grupo III

Grupo/7

1920 1930 1940 1950 1960 1970

Anos

sidade da emigração: um período de 1920 a 1950, em que a intensidadeda emigração diminui, e um período de 1950 a 1970, em que a intensidadeaumenta sensivelmente. A evolução do coeficiente de variação mostra-nos,por outro lado, que o espaço português está longe de ser homogéneo, sebem que, nos últimos decénios, a diversidade se tenha reduzido considera-velmente.

A análise das relações de masculinidade dos emigrantes no conjuntodos grupos e ao longo de todo o período de observação mostra-nos a exis-tência de uma diminuição manifesta destas relações, o que, do ponto devista sociológico, traduz uma realidade muito bem conhecida: a reconstitui-ção das famílias nos países de destino da emigração.

Porém, o grande problema na nossa análise é que o efeito dos movi-mentos migratórios nas estruturas de população não depende somente dasrelações de masculinidade, mas também da intensidade do fenómeno.

Assim, se os valores obtidos para o grupo m parecem ser muitológicos, o mesmo não podemos dizer para os outros dois grupos (vergráficos V-XII). Com efeito, o grupo m, tendo as taxas e as relações demasculinidade de emigrantes mais importantes, é aquele em que asrelações globais de masculinidade —ou por grupos de idade— estãomais afastadas de 100. Pelo contrário, o grupo i, cujas relações globais 935

de masculinidade estão muito próximas de 100, é aquele que tem as taxasde emigração mais elevadas, mas o mesmo se não pode dizer para asrelações de masculinidade dos emigrantes.

A observação dos gráficos xi-xn não nos permite assim compreendertotalmente o gráfico v, uma vez que se torna necessário encontrar umamedida que exprima simultaneamente o duplo efeito da intensidade e dasrelações de masculinidade da emigração.

Para suprir esta deficiência calculámos os coeficientes de correlaçãosimples, parcial e múltipla entre as relações globais de masculinidadee as taxas e relações de masculinidade dos emigrantes. Os resultados sãoapresentados no quadro n.° 22.

Correlação simples, parcial e múltipla entre as relações globais de masculi-nidade e as taxas e relações de masculinidade dos emigrantes

[QUADRO N.° 22]

Períodos

1930-40 ..

1940-50 ..

1950-60 «

1960-70 -

Tipo decorrelação

SimplesParcialMúltipla




i

Taxas deemigração

- 0,6376- 0,8021

- 0,4409- 0,3576

-0,4044- 0,2804

- 0,5915

- 0,4396

- 0,8242

- 0,6915

- 0,6910

- 0,7401

Relações demasculinidadedos emigrantes

- 0,5547- 0,6329

- 0,6338- 0,3047

- 0,4200- 0,3898

- 0,6009- 0,4227

936

Há uma indiscutível relação entre a relação global de masculinidadee a emigração, mas não nos é possível deduzir automaticamente que aemigração explica todas as mudanças observadas nas relações de masculi-nidade e, assim, deduzir que os recenseamentos em Portugal são de boaqualidade. Em primeiro lugar, o efeito dos movimentos migratórios nasestruturas não depende apenas dos valores observados nos períodos; emsegundo lugar, sabemos que houve algumas mudanças na qualidade doestado civil. Em todo o caso, foi possível demonstrar a existência em Por-tugal de um efeito muito importante dos movimentos migratórios sobre aestrutura por idades.

b) APLICAÇÃO DO MÉTODO DE DEMENY E SHORTER

Como poderemos nós saber se certas variações não são devidas amudanças na qualidade dos recenseamentos? Poderíamos recorrer à utili-zação das populações estáveis para o saber, mas uma diminuição da fecun-didade (como aliás da mortalidade) muito acentuada levar-nos-ia certa-mente a uma composição por idades muito diferenciada de qualquer

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I I I I I I

+ + + I | 1 + 1 +

+ I I I I + + 1 +

937

população estável mesmo corrigida. Mais ainda: a importância dos movi-mentos migratórios de intensidade muito variável torna ainda mais instávelas estruturas por idades da população portuguesa.

Nestas condições, quando a hipótese de estabilidade (ou de quaseestabilidade) não pode ser admitida, Demeny e Shorter14 propõem ummétodo de correcção das estruturas por idade e por sexo. Este métodoconsiste em projectar cada grupo de idades do tempo t em t + n, para sepoder tirar um factor de correcção. Este factor é aplicado ao grupo quesegue aquele de que partimos anteriormente no tempo t. Este grupoassim corrigido é de novo projectado em í + n para se encontrar de novoum factor de correcção, e assim sucessivamente. É evidente que a exactidãodos resultados depende muito da maneira como se conseguem eliminar osefeitos dos movimentos migratórios e também da qualidade do estado civil.

Porém, mesmo se, no caso de Portugal, as condições requeridas para oemprego deste método não são as ideais, a utilização do princípio de basedo método que consiste em projectar um efectivo do tempo t em t + n(ou o inverso) pode dar-nos informações muito importantes. Como aevolução normal dos recenseamentos no tempo vai no sentido de umamelhoria constante, optámos por elaborar projecções retrospectivas, em-pregando o inverso das probabilidades de sobrevivência. A partir dasfunções das tábuas de mortalidade citadas anteriormente15, calculámoso inverso das probabilidades de sobrevivência, cujos valores são apresen-tados no quadro n.° 23.

O período de projecção foi dividido em duas partes: nos cinco primeirosanos empregámos o inverso das probabilidades de sobrevivência associa-das às condições de mortalidade observadas em t; para os cinco últimosanos utilizámos as probabilidades associadas às condições de mortalidadeobservadas em t + 10.

O quadro n.° 24 e os gráficos xin e xiv apresentam os resultados doscálculos efectuados.

A linha horizontal dos dois gráficos representa a população realmenterecenseada nos diversos recenseamentos realizados no período de análisee as curvas representam os desvios absolutos observados em cada recensea-mento entre a população projectada e a população recenseada.

Dado o objectivo deste trabalho, julgamos ser suficiente fazer as pro-jecções apenas até ao grupo de idades 40-44 anos.

A primeira impressão geral que se destaca da observação dos gráficosxin e xiv é o aspecto muito semelhante que têm todos os desvios. A popu-lação feminina manifesta em 1930 um desvio positivo nos três primeirosgrupos de idades, enquanto a população masculina manifesta sensivelmente

14 Demeny e Shorter, Estimating Turkish mortality, fertility and age structure.Application of some new techniques, University of Michigan, Population StudiesCenter, Reprint 53, 1974, pp. 29-37.

O método baseia-se nas seguintes hipóteses:

Os erros de idade repetem-se de recenseamento em recenseamento;O esquema de mortalidade é conhecido;O efectivo total da população é exacto;Os movimentos migratórios não são importantes.

938 15 O Efeito da Emigração na Estrutura de Idades da População Portuguesa,

o mesmo tipo de desvios somente no primeiro grupo de idades. Os doisgrupos seguintes têm um sinal ligeiramente negativo. Diversos factorespodem contribuir simultaneamente para tal facto: o recenseamento de 1930está incompleto, o recenseamento de 1940 tem gente a mais, os mortosestão incorrectamente registados, bem como os movimentos migratórios.

Evolução dos desvios entre a população projectada e a população recen-seada, por grupos de idades, nos diversos recenseamentos (sexo masculino)

[GRÁFICO XIII]

Desvios.,

60000

40000

100 000

120000

Pensamos que se trata fundamentalmente de um fenómeno muito seme-lhante ao que foi observado noutros países com baixo nível de desenvolvi-mento económico e social: a existência de uma tendência a sobrestimara idade das crianças mais jovens, exagerando assim, de maneira muitocaracterística, a proporção do grupo 5-9 anos e reduzindo, consequente-mente, a do grupo 0-4 anos. Este fenómeno é particularmente visível nosexo masculino, onde em 1930, como aliás em 1940, o grupo 0-4 anosestá manifestamente subestimado em relação ao grupo 5-9 anos. No querespeita ao sexo feminino, há uma subestimação nos dois casos, mas opico demasiado acentuado no grupo 0-4 anos manifesta claramente quepelo menos um certo número de crianças do sexo feminino do primeirogrupo de idades foram transferidas para o grupo seguinte. Contudo, estamosem crer que, apesar desta explicação, os picos demasiado acentuados que 939

nos foi dado observar não podem ser explicados somente por este fenómeno.Anteriormente víramos que em 1939-42 e em 1949-52 havia uma subestima-ção dos mortos, sobretudo no sexo feminino. Nestas condições, o picodeveria ser mais pronunciado no sexo feminino do que no sexo masculino.Não é o caso. Pensamos que, apesar da existência de uma subestimaçãodos mortos, outros factores actuaram igualmente: mais emigrantes dosexo masculino do que do sexo feminino neste grupo de idades (houvemais de 100 000 emigrantes neste período); mais imigrantes do sexo mas-culino do que do sexo feminino (houve mais de 70 000 imigrantes) nogrupo 10-14 anos; o recenseamento de 1940 é mais completo do que ode 1930.

Evolução dos desvios entre a população projectada e a população recen-seada, por grupos de idades, nos diversos recenseamentos (sexo feminino)

[GRÁFICO XIV]

Desvios

60 000

1930194019501960

940

Aliás, podemos facilmente verificar que no recenseamento de 1940a situação é a inversa: o pico observado no sexo feminino é mais acentuadodo que o do sexo masculino, o que demonstra — num período em que osmovimentos migratórios não foram muito importantes— a consequênciadirecta do registo incompleto dos mortos de que falámos anteriormente maisacentuado por um sexo do que por outro. Nos dois outros recenseamentos,a evolução parece ser perfeitamente normal e lógica. Os desvios cada vezmais negativos são consequência directa da emigração, que de novo setornou muito intensa.

No que respeita ao grupo 10-14 anos, os valores obtidos são muitocuriosos, quer num sexo quer no outro, no recenseamento de 1930. O níveldo desvio é sensivelmente o mesmo que o do grupo anterior. Pensamosnão se tratar ainda de uma transferência do grupo 0-4 anos para este grupode idades, ou ainda de um registo imperfeito dos mortos. Pensamos quese trata antes de uma consequência do regresso dos emigrantes, que au-mentou exageradamente o grupo 20-24 anos no recenseamento de 1940.Nenhum dos outros recenseamentos apresenta este tipo de observação.

A forma das curvas nos grupos 15-19 e 24-29 anos em todos os re-censeamentos traduz perfeitamente o efeito progressivo da emigração sobreas estruturas por idades. Em virtude das características dos dados dispo-níveis, nada mais podemos saber. A partir do grupo de idades 25-29 anosobserva-se uma oscilação dos desvios muito semelhante nos dois sexos eem cada recenseamento: um défice relativo nos grupos de idades 30-34anos e 40-44 anos e um ligeiro aumento no grupo de 35-39 anos16.

Somente o recenseamento de 1960 parece querer escapar a este tipo deevolução. Pensamos que neste caso se trata de um fenómeno sociológicomuito característico de países com um sistema sociocultural semelhanteao português: a repugnância em ultrapassar determinadas etapas impor-tantes na vida, tais como os 30 ou os 40 anos. Os exageros muito pronun-ciados que se observam no grupo 35-39 anos são talvez devidos ao factode as mulheres e os homens com mais de 40 anos se declararem perten-centes ao grupo anterior. A confirmação desta hipótese verifica-se quandoencontramos nos grupos 30-40 anos e 40-44 anos um défice relativamenteacentuado.

c) O ÍNDICE COMBINADO DAS NAÇÕES UNIDAS

As Nações Unidas propuseram um índice para medir a qualidade dosrecenseamentos. Este índice combina dois indicadores de regularidade dasidades (um para cada sexo) e um indicador de masculinidade. Trata-se deum índice muito cómodo que possibilita a realização de comparações muitointeressantes, mas que deve ser sempre utilizado com muita prudência,visto que modificações, quer do nível da mortalidade, quer do númerodos nascimentos e dos movimentos migratórios, podem produzir distorçõesconsideráveis e misturar assim distorções reais com erros de recenseamento.Calculámos estes índices para os vinte e dois distritos nos cinco recensea-mentos do período de análise. Contudo, ao nível regional, o facto de setrabalhar com efectivos muito pequenos produz flutuações aleatórias bas-tante importantes. Para corrigir estas flutuações utilizámos a tábua elabo-rada pelo INED-IMSEE-ORSTOM17. O quadro n.° 25 apresenta os resul-tados dos cálculos efectuados.

Se aceitarmos as sugestões das Nações Unidas, que classificam comobom um recenseamento com um índice inferior a 20, como mau um recen-seamento com um índice entre 20 e 40 e muito mau um recenseamentocom um índice superior a 40, podemos dizer que depois de 1940, no con-junto, os recenseamentos são bons tanto ao nível global como ao nívelregional.

*• Os grupos de idades 45-49 anos e 55-59 anos apresentam as mesmas carac-terísticas.

11 INED-IMSEE-ORSTOM, Source et Analyse des donnêes dêmographiques,2.a parte, Paris, 1974. 941

índice combinado das Nações Unidas, corrigido para as populações pouconumerosas

[QUADRO N.° 23}

Distritos 1930 1940 1950 19.60 1970

AveiroBejaBragaBragançaCastelo Branco ..CoimbraÉvoraFaroGuardaLeiriaLisboaPortalegrePortoSantarémSetúbalViana do CasteloVila RealViseuAngra do HeroísmoHortaPonta Delgada ... .Funchalxsc. v. (percentagem) .

23,720,521,924,521,921,816,014,623,115,722,225,022,321,929,824,623,023,827,518,829,125,122,63,9

17,3

17,520,115,314,012,118,210,713,321,215,819,19,0

17,318,015,117,318,224,432,828,822,617,418,15,5

30,4

15,816,516,416,914,017,115,515,316,313,822,817,321,216,215,014,516,113,712,413,417,616,416,12,4

14,9

15,314,015,514,712,513,211,211.115,39,7

20,611,719,110,916,116,612,712,68,88/7

14,918,513,83,2

23,2

19,819,020,820,720,120,519,218,720,818,117,118,918,49,4

18,317,319,118,519,020,516,920,918,72,4

12,8

Ao longo do período observado, quase todas as regiões têm valoresinferiores a 20 e, mesmo em 1930, a grande parte dos distritos situam-seno grupo 20-25. Contudo, também observámos que em 1970, em relaçãoaos dois recenseamentos anteriores, parece ter havido uma perda na quali-dade deste recenseamento.

942

d) VISÃO DE CONJUNTO SOBRE OS RECENSEAMENTOS

Segundo os índices utilizados na nossa análise, não parece existir, comono caso das estatísticas portuguesas de estado civil, um período onde osrecenseamentos sejam de qualidade inferior. Pudemos constatar a existênciade uma evolução qualitativa dos recenseamentos desde 1930 até aos nossosdias. O último recenseamento parece perder um pouco de qualidadesegundo o índice combinado das Nações Unidas, mas, dado que um dosfactores mais susiceptíveis de introduzir distorções é a existência de movi-mentos migratórios muito acentuados, pensamos que uma parte destaperda de qualidade pode realmente ser aparente.

G recenseamento de 1930 é manifestamente aquele em que observámosmais distorções. No conjunto, é bastante menos completo que os outros.Também foi possível precisar a existência de um certo número de erros:o grupo 0-4 anos está subestimado em benefício do grupo 5-9 anos; osgrupos 35-39 e 45-49 anos estão sobrestimados como consequência deuma subestimação dos grupos 30-34 e 40-44 anos.

A existência de movimentos migratórios muito intensos não nos permiteprecisar se um sexo está mais imperfeitamente recenseado do que outro,mas, se diferenças existem, elas não são muito acentuadas.

A partir de 1940 podemos dizer que os recenseamentos são de boaqualidade.

CAPÍTULO III

ASPECTOS REGIONAIS DA EVOLUÇÃO DA FECUN-DIDADE EM PORTUGAL (PERÍODO 1930-70)

1. MEDIDA E EVOLUÇÃO DO NÍVEL DE FECUNDIDADE

A partir de 1930, o estado civil português possibilita a disposição donúmero de nascimentos legítimos por grupos de idades da mãe ao níveldos distritos18. Tal facto permite-nos construir índices mais refinados queos utilizados anteriormente, como, por exemplo, as taxas de fecundidadelegítima por grupos de idades, para exprimir a intensidade da fecundidadeportuguesa.

É certo que, para o estudo de uma tendência, as medidas longitudinaissão melhores, mas a ausência de dados adequados não nos possibilita orecurso a tal tipo de análise. Somos assim obrigados a recorrer a índicesdo momento que sejam capazes de exprimir o comportamento procriadordas mulheres, isolando as perturbações derivadas das estruturas e dopassado das coortes. Uma forma de eliminar estes efeitos perturbadoresdas estruturas por idades e por estado matrimonial das populações dosdistritos e de Portugal consiste em calcular as taxas de fecundidade legítimapor grupos de idades. Estas taxas relativas a diferentes grupos de geraçõesdescrevem o fenómeno durante um certo intervalo de tempo. Neste contextoé possível estudar directamente a evolução da fecundidade no tempo secompararmos diversas séries.

Calculámos assim as taxas de fecundidade legítima por grupos deidades para os vinte e dois distritos em cinco momentos diferentes doperíodo 1930-70. Para se evitarem demasiadas flutuações aleatórias utili-zámos os nascimentos médios observados nos quatro anos mais próximosde cada recenseamento. O anexo 5 apresenta as taxas assim calculadas.

O quadro n.° 26 apresenta os índices-resumo das diferentes taxas cal-culadas em diversas épocas no conjunto das regiões; no quadro n.° 27são calculados os números-índices (1929-32 = 100) para as taxas médias (3c).

Os níveis são muito diferenciados segundo o grupo de idades da mãe;a diminuição destes níveis ao longo do período observado acentua-se àmedida que nos deslocamos dos grupos mais jovens para os grupos maisidosos (—21,6% no grupo 25-29 anos e —63,9 % no grupo 45-49 anos).Nos dois primeiros grupos de idades, depois de uma ligeira diminuição nos

18 Na realidade, somente a partir de 1940 os Anuários Demográficos apresentameste tipo de dados. Porém, dado que em 1929-32 se dispõe do total de nascimentoslegítimos, aplicámos a distribuição observada em 1940-42 ao total do períodoanterior, obtendo assim uma distribuição teórica dos nascimentos legítimos porgrupos de idades. 943

dois primeiros períodos (—12,1% no grupo 15-19 anos e —5,6% no

grupo 20-24 anos), houve um aumento entre 1939-42 e 1969-72 (22,4 % nogrupo 15-19 anos e 8,0% no grupo 20-24 anos).

índices-resumo das taxas

[QUADRO N.o 26]

de fecundidade legítima por grupos de idades emdiversas épocas

# 1

£ Ç§ o .

í-t CS

> "S

Períodos

1929-321939-421949-521959-621969-72

1929-321939-421949-521959-621969-72

1929-321939-421949-521959-621969-72

i

15-19 anos

451,91397,04397,24430,58486,18

115,1233,1343,3550,6397,23

7,778,34

10,9111,7620,00

20-24 anos

361,66341,50357,86353,59368,67

44,2349,7072,9074,5964,85

12,2314,5520,3721,1017,59

25-29 anos

306,34269,52260,64254,64240,07

54,5459,8669,9278,2263,52

17,8022,2126,8330,7226,46

30-34 anos

259,90202,34193,31172,04148,12

57,9455,6063,9168,6856,53

22,2927,4833,0639,9238,17

35-39 anos

196,21152,29146,25121,4096,82

55,0047,9352,2659,7050,13

28,0331,4735,7349,1851,78

40-44 anos

87,6774,1570,0156,1842,74

32,6729,1932,4131,7128,10

37,2639,3746,2956,4462,75

45-49 anos

14,5912,4011,486,175,27

8,357,066,733,902,74

57,2356,9458,6263,2151,99

Já vimos anteriormente que os nascimentos estão subestimados em1939-42 e em 1949-52 e que o recenseamento de 1930 é menos completo doque os outros. Tais factos levam-nos a tomar certas precauções. Umasubestimação dos nascimentos subestima as taxas de fecundidade e umasubestimação das mães tem sobre as taxas de fecundidade o efeito inverso.Assim, o declínio observado nos dois primeiros grupos de idades, seguidode um ligeiro aumento, pode, em parte, ser aparente: as taxas estão sobres-timadas em 1929-32 e subestimadas nos dois períodos seguintes19.

944

Números-índices das taxas médias de fecundidade legítima (x) por gruposde idades (1929-32 = 100)

[QUADRO 27]

Períodos

1929-321939-421949-521959-621969-72

15-19 anos

10087,987,995,3

107,6

20-24 anos

10094,498,997,8

101,9

25-29 anos

10088,085,183,178,4

30-34 anos

10077,974,466,257,0

3i5-39 anos

10077,674,561,949,3

410-44 anos

10084,679,964,148,8

45-49 anos

10085,078,742,336,1

19 O efeito dos outros tipos de erro assinalados anteriormente —sobrestimaçãodos grupos 35-39 anos e subestimação dos grupos 30-34 e 40-44 anos — não é visível.

Evolução dos desvios-padrão das taxas de fecundidade legítima por gruposde idades

[GRÁFICO XV]

110-

100-

90-

80-

15-19anos

1929-32 1939-42 1949-52 1959-62 1969-72 945

Evolução dos coeficientes de variação das taxas de fecundidade legítima porgrupos de idades

[GRÁFICO XVU

l

60

50

40

30

20

10

45-49 anos

1929-32 1939-42 1949-52 1959-62 1969-72

946

A partir dos dados do quadro n.° 26 podemos construir índices-resumoatravés da soma das taxas de fecundidade legítima e obter assim a descen-dência em certas idades exactas se a fecundidade das mulheres casadasnuma idade determinada não depende da sua idade no casamento. A somadas taxas superiores ao grupo de idades dos 20 anos dá-nos os seguintesnúmeros médios de crianças:

1929-32 - 6,1.1939-42 - 5,3.1949-52 - 5,2.1959-62 - 4,8.1969-72 - 4,5.

Mas, como veremos em seguida, não estamos em presença de umapopulação malthusiana, o que significa que a fecundidade das mulherescasadas portuguesas depende, não só da sua idade, como também daantiguidade do seu casamento. Neste contexto, é necessário encontrar umoutro tipo de índices que resumam a informação anterior, a fim de ascomparações se tornarem mais fáceis.

Evolução das taxas de fecundidade legítima por grupos de idades e porgrupos de distritos

[QUADRO N.° 28]

Grupo I:15-19 anos20-24 anos25-29 anos30-34 anos35-39 anos40-44 anos45-49 anos

Grupo II:15-19 anos20-24 anos25-29 anos30-34 anos35-39 anos40-44 anos45-49 anos

Grupo III:15-19 anos20-24 anos25-29 anos30-34 anos35-39 anos40-44 anos45-49 anos

Grupo Ill/grupo I (X100):15-19 anos20-24 anos25-29 anos30-34 anos35-39 anos40-44 anos45-49 anos

1929-32

485,55395,77359,68309,84250,47120,6120,07

456,20369,57315,34273,51198,7388,7415,90

485,03324,89251,78204.29146,1557,928,65

99,982,170,065,958,448,043,1

1939-42

385,77385,78323,92255,79197,43101,3916,95

382,09353,74287,41214,04164,3780,8814,22

361,73291,90206,25145,34102,2350,766,83

93,875,763,756,851,850.140,3

1949-52

438,19439,12336,04261,00205,41103,8716,23

390,05366,95267,01201,26153,4473,5811,92

367,71278,82189,09127,1287,8237,356,10

83,963,556,348,742,836,037,6

1959-62

472,02432,06340,71249,80190,2191,419,41

430,18366,74262,04173,86121,5357,495,84

388,43273,41172,86102,4361,0723,824,01

82,363,350,741,032,126,142,6

19-69-72

521,42434,52310,78215,07155,0075,347,79

498,68370,55237,68140,1990,6139,254,26

406,92309,43180,3096.4651,3517,303,96

78,071,258,044,933,123,050,8

Mudançaem per-

centagem

+ 7,39+ 9,79- 13,60- 30,59- 38,12- 37,53-61,19

+ 9,31+ 0,27- 24,63- 48,74- 54,41- 55,77- 73,21

- 16,10- 4,76- 28,39- 52,78- 64,86-70,13- 54,22

—

Por outro lado, a primeira aproximação da diversidade do espaçoportuguês no que respeita à intensidade da fecundidade pode ser feitaatravés da evolução quer dos desvios-padrão, quer dos coeficientes devariação nos diferentes grupos de idades (ver gráficos xv-xvi).

À medida que nos deslocamos do período 1929-32 para o período1969-72 observamos que, em geral, todos os grupos de idades têm uma 947

evolução muito diversificada. O espaço português é cada vez mais hetero-géneo, a não ser no último período, em que as diferenças parecem quereratenuar-se um pouco mais.

A partir da classificação apresentada anteriormente (ver mapa 1), ehierarquizando as diversas taxas de fecundidade legítima nos diferentesperíodos, foi possível obter três grandes grupos de níveis de fecundidadepara todos os grupos de idades. Em seguida recalculámos as taxas defecundidade legítima por grupos de idades para os três grandes gruposformados através dos critérios apontados anteriormente20. Ver os resul-tados obtidos no quadro n.° 28.

O contraste entre o grupo i, que reúne a quase totalidade dos distritosdo Norte de Portugal, e o grupo in, que reúne os distritos do Sul, é muitonítido. O mapa 4 mostra a localização dos três grupos no espaço português.

Localização geográfica dos três grupos de níveis de fecundidade[MAPA 4]

FUNCHAL

P. DELGADA

HORTA A.HER.

948

20 Por uma questão de apresentação, o texto deste trabalho não inclui os desvios--padrão e os coeficientes de variação calculados para cada grupo. Em todo o caso,achamos conveniente explicitar que a variância foi sensivelmente reduzida: o coe-ficiente de variação oscila entre 1,45 e 5,09.

Evolução das taxas de fecundidade legítima por grupos de idades, emdiversas épocas

[GRÁFICO XVII] [GRÁFICO XVni]

Grupo I Grupo II

1929-32

1949-52

1969-72

15 20 25 30 35 40 4 5 50

Grupos de idades

500-

400-

300

200

100

0

\\\

\ \

\ \

- A

\\ \w \\ \\ \\V

-

\

\ \\

s \\\

\

1929-32

-.-1949-52

1969-72

\

\ \

15 20 25 30 35 40 45 50

Grupos de idades

[GRÁFICO XDC]

Grupo / / /

1929-32

1949-^2

1969-72

15 20 25 30 35 40 45 50

Grupos de idades 949

A partir do grupo de idades 25-29 anos observam-se diferenças superioresa 50 % entre estes dois grupos. Podemos agora compreender um poucomelhor a evolução das taxas médias de Portugal (i) descrita anteriormente.Existem, com efeito, dois tipos de evolução dos níveis de fecundidade porgrupos de idades (ver gráficos XVII-XIX).

No Norte de Portugal (grupo i), em 1929-32, a curva das taxas defecundidade legítima é ligeiramente convexa no grupo 35-40 anos, acusandoem seguida uma baixa muito rápida. Este tipo de evolução aproxima-se,assim, do tipo de curvas observadas em populações com uma fecundidadequase natural, como, por exemplo, as da Argélia e de Marrocos. No Sul(grupo in) observa-se, pelo contrário, uma baixa quase linear. O grupo né um grupo de transição entre o Norte e o Sul, mas, em 1929-32, a formada curva obtida aproxima-se muito mais do «tipo Norte» do que do«tipo Sul».

Os picos demasiado acentuados observados no grupo de idades 15-19anos são certamente a consequência dais imperfeições observadas no re-censeamento de 1930.

À medida que nos deslocamos para os nossos dias, a convexidadeobservada em 1929-32 torna-se cada vez menos visível e em 1969-72 ascurvas tornam-se praticamente lineares no Norte do País. No Sul, as curvasevoluíram no sentido de se assemelharem cada vez mais às curvas queforam observadas em países malthusianos, isto é, com uma concavidadevirada para baixo. Também é interessante salientar que o grupo n, queinicialmente se aproximava mais do tipo de evolução observado no Norte,começa a aproximar-se cada vez mais do modelo de evolução observadono Sul. Finalmente, podemos observar que o declínio da fecundidade tevecomo consequência uma maior concentração dos nascimentos nos doisprimeiros grupos de idades no Norte e no Centro de Portugal do que no Sul.

Verificámos assim que, pelo menos em certas regiões, estamos empresença de curvas perfeitamente malthusianas. Ora, se nas populações quenão praticam a limitação voluntária de nascimentos se pode estudar afecundidade legítima a partir das taxas de fecundidade por grupos deidades, o mesmo se não pode concluir para uma população malthusiana.

Nestas populações, quando, por hipótese, as mulheres têm todas amesma idade, a fecundidade é tanto mais fraca quanto o casamento éantigo, o que faz que o estudo da fecundidade legítima não tenha sentidose não se fizer intervir a idade no momento do casamento.

Infelizmente, em Portugal, ao nível global como ao nível regional, nãodispomos de estatísticas que associem ao mesmo tempo duração e idadeno casamento. Só nos resta o recurso à estandardização directa ou indirecta.Quando os dados nos permitem a escolha entre estes dois métodos deestandardização, como é o caso de Portugal, o método directo é, em geral,mais recomendado21.

Neste método selecciona-se uma população Standard e obtém-se assimtaxas de fecundidade legítima ajustadas quando multiplicamos cada taxapela proporção da população Standard em cada grupo de idades. Cons-trói-se assim um índice a partir de uma média ponderada das taxas, utili-zando como ponderação a população escolhida como modelo.

21 D. J. Bogue, Demographic techniques of fertility analysis, University of950 Chicago, 1971.

A escolha de uma população-modelo não é uma tarefa fácil. Bogueafirma que o melhor modelo é o recenseamento que se situa no meio doperíodo observado, ou então o que se pode obter fazendo a média dasduas populações que limitam o intervalo de análise.

No caso específico do nosso trabalho parece-nos que a escolha dorecenseamento de 1950 é a mais indicada. Em primeiro lugar, porque osrecenseamentos de 1930 e 1970 parecem ser os de pior qualidade; emsegundo lugar, porque o recenseamento de 1950 é um dos melhores noperíodo observado e é também aquele em que o índice combinado dasNações Unidas tem um coeficiente de variação mais pequeno. A fórmulautilizada foi a seguinte:

ICFL=-

onde iTix = taxas de fecundidade legítima por grupos de idades i emcada distrito JC, éFMi = mulheres casadas no grupo de idades i em Portugalem 1950 e x = 1 a 22.

Os resultados dos cálculos são apresentados no quadro n.° 29. A diver-sidade dos níveis do índice comparativo de fecundidade legítima nãodeixou de aumentar desde 1929-32 até aos nossos dias.

Evolução do índice comparativo de fecundidade legítima

[QUADRO N.o 29]

Permilagem

AveiroBejaBragaBragançaCastelo Branco ...CoimbraÉvoraFaroGuardaLeiriaLisboaPortalegrePorto ...SantarémSetúbalViana do CasteloVila RealViseuAngra do HeroísmoHortaPonto Delgada ...FunchalPORTUGALs

c. v. (percentagem)

1929-3(2

220,04191,53243,36266,85219,43147,21178,24144,67224,94200,58118,39184,59203,19173,55152,86220,99234,80225,62200,02177,16218,82232,86200,3035,2617,60

1939-42

187,28158,38236,24217,24185,87150,76140,78114,18216,16176,4386,28

137,97173,83138,32111,72206,18204,59203,94169,39146,67205,55229,85172,1640,4723,51

1949-52

184,25148,74269,82206,82165,52148,57120,93102,37189,26159,5890,14118,12195,33127,8488,35

216,67218,45199,65175,02143,53215,98234,08169,0548,9928,98

1959-62

175,47115,57264,16186,57138,43136,0795,6786,27169,09146,6394,02100,38190,43112,3984,49195,52211,71187,51174,65128,19225,68228,92156,7251,7333,01

1969-72

149,03101,12238,06169,55129,23124,5694,5281,82

148,96121,83103,5790,95

175,34105,4681,39

173,18201,20185,79130,9897,84

204,65203,77141,4946,24

32,68 951

Em 1929-32 — ver mapa 5 —, os níveis de fecundidade mais elevadosencontram-se todos no Norte de Portugal e nas ilhas do Funchal e dePonta Delgada. Pelo contrário, não são os distritos do Sul que têm os níveisde fecundidade mais baixos, mas os distritos da região de Lisboa —dis-tritos de Lisboa, Santarém e Setúbal —, bem como o distrito de Faro noextremo sul de Portugal.

Níveis do índice comparativo de fecundidade legítima em 1929-32

[MAPA 5]

Horta, A.Heroismo

952

As outras regiões do Sul —distritos de Portalegre, Évora e Beja — têmsensivelmente o mesmo nível que Coimbra e Leiria (no Centro do País)e que a Horta e Angra do Heroísmo, nas Ilhas.

Por outro lado, o valor do coeficiente de variação — 17,61 % — mos-tra-nos que, nesta época, a diversidade regional não era ainda demasiadoacentuada.

Em 1969-72, o declínio da fecundidade observado no período aumentousensivelmente a diversidade regional — o coeficiente de variação aumentou85,52%.

Os distritos que têm os níveis de fecundidade mais elevados em 1929-32são sensivelmente os mesmos em 1969-72, mas, pelo contrário, os doisoutros níveis conseguiram definir-se melhor do ponto de vista da sualocalização geográfica.

Todo o Sul de Portugal mais o distrito da Horta acusam a existênciade níveis muito baixos e o Centro do País torna-se uma região de tran-sição entre o Norte e o Sul (ver mapa 6).

Níveis do índice comparativo de fecundidade legítima em 1969-72

[MAPA 6]

Funchal

P.Delgada

Horta, A.Heroísmo

Se fizermos o mesmo tipo de raciocínio que no início deste trabalho,a análise de variância pode dar-nos algumas informações suplementaressobre esta diversidade na evolução do índice comparativo de fecundidadelegítima. Este tipo de análise pode dizer-nos se estes diferentes níveis defecundidade se agrupam em regiões bem precisas que variam mais entreelas do que variam os distritos no interior de cada uma delas.

Os agrupamentos utilizados são os mesmos que elaborámos para levara efeito a análise das taxas de fecundidade legítima. Um dos aspectos mais 953

curiosos que obtivemos foi o facto de o mapa 6 ser idêntico ao mapa 4.Os resultados obtidos (quadro n.° 30) mostram a existência de valores de Fsempre altamente significativos ao nível 0,01.

Análise de variância dos índices comparativos de fecundidade legítima emdiversas épocas

[QUADRO N.o 30]

Variação Graus deliberdade

Soma dosquadrados

Médiaquadrada

1929-32:

Explicado pelo critério declassificação (entre regiões)

Erro ou inexplicado (no in-terior das regiões)

1939-42:



1949-52:



1959-62:


EITO OU inexplicado (no in-terior das regiões)

1969-72:



£-1=2kS m-£=19

£-1=2

2 m-£=19

£-1=2kS m-£=19

£-1=2kS ni-£=19

£-1=2kS m-£=19

SST=22 922

SST=25 832

SSE= 8 627

557=41 430

SSE= 8 971

557=47 525

= 8 666

557=34 079

SSE= 7193

MSJ=11 461

MSE= 554

MSr=12 916

MSE= 454

MST=20 715

MSE= 472

MST=23 763

MSE= 456

MST= 17 040

MSE= 379

20,69

(5,93)<0,01

28,45

(5,93)<0,01

43,89

(5,93)<0,01

52,11

(5,93)<0,01

44,96

(5,93)<0,01

SST = sum of squares treatment (variância aplicada).SSE = sum of squares error (variância não explicada).MST — mean square treatments.MSE — mean square error.F = F estatístico (entre parênteses encontram-se os valores da tábua F).

954

Estes valores deixaram de aumentar desde 1929-32 até aos nossos dias,salvo no último período, em que houve uma ligeira diminuição. Ao com-pararmos os resultados com os obtidos anteriormente (ver quadro n.° 3)verificamos que uma melhor divisão do território português segundo osníveis de fecundidade e o facto de se trabalhar com um índice mais refinadotiveram como consequência um melhor apuramento da diferença quesepara os distritos e as regiões.

Sabemos agora que os grupos retidos na nossa análise correspondema regiões bem precisas e homogéneas. Neste contexto, recalculámos os

valores do índice comparativo de fecundidade legítima a partir das taxasde fecundidade legítima apresentadas no quadro n.° 28. A evolução destesíndices segundo os três grandes grupos é apresentada no gráfico xx.O anexo 6 apresenta a evolução dos índices comparativos de fecundidadelegítima por distritos.

Evolução do índice comparativo de fecundidade legítima por grupos

[GRÁFICO XX]

200-

150-

5 0

Grupoí

PortugalGrupo II

" * * ^ - * ^ Grupo III

1929-32 1939-42 1949-52Anos

1959-62 1969-72

Anteriormente já tínhamos assinalado a existência de um declínio muitoacentuado entre 1929-32 e 1939-42 e também que a existência de umasubestimação dos nascimentos femininos em 1939-42, combinada com umrecenseamento incompleto em 1930, teriam acentuado ainda mais o declínioreal da fecundidade neste período. Este fenómeno é bem visível nográfico xx. Os três grupos tiveram uma redução considerável no seu nívelde fecundidade: —9,12% no grupo i, —13,18 % no grupo ri, —22,71 %no grupo in e —14,52 % no conjunto do País. Esta diminuição teve comoconsequência um aumento da homogeneidade no interior dos grupos euma maior diversificação entre eles (F aumenta 37,51 %).

No período seguinte, a diversificação entre os grupos aumenta aindamais. Por um lado, F aumenta 54,27 % entre 1939-42 e 1949-52 e, poroutro lado, pode-se observar (gráfico xx) que, se no grupo i o nível defecundidade conhece um ligeiro aumento, no grupo n a fecundidade con-tinua a declinar. A consequência destas evoluções tão díspares foi umaestabilização do declínio ao nível do País. 955

No capítulo anterior concluíramos que a subestimação dos nascimentosparece ser mais acentuada neste período do que no anterior e consegui-ram-se mesmo precisar os distritos em que estas omissões parecem ser maisimportantes: Leiria, Lisboa e Porto. Ora, uma vez que o Porto se situano Norte de Portugal, Leiria no Centro e Lisboa no Sul, como podemosexplicar a evolução observada?

Observemos um pouco a história de Portugal neste período. No fim dasegunda guerra mundial, um período de paz e de estabilidade começoupara a Europa. Porém, a grande parte dos países europeus estavam com-pletamente destruídos e necessitavam de produtos alimentares que Portugal— sobretudo o Norte— estava em condições de fornecer devido a nãoter participado na guerra. Por outro lado, como podemos verificar noquadro n.° 31, no Norte, em 1929-32, o casamento era mais tardio doque no Sul.

Idade média no casamento em Portugal e por grupos em diversas épocas

[QUADRO N.o 31]

Grupos

G r u p o IG r u p o IIG r u p o IIIP O R T U G A L . . . .

1920-32

25,524,224,824,8

1939-42

24,923,824,724,6

1949-512

24,623,724,524,4

1959-62

24,023,824,624,3

1969-72

23,423,724,323,8

Com efeito, no Norte, desde o fim do iséculo xix22 que o casamentoé tardio. Pensamos que este facto é a consequência de uma forte densidadede população (Braga, por exemplo, tem em 1930 cerca de 200 habitantespor quilómetro quadrado) associada a uma estrutura de propriedadecaracterizada pela existência de um grande número de pequenas exploraçõesagrícolas. Depois da primeira guerra mundial, a instituição do «morgadio»23

ainda era uma base sólida para impedir uma maior fragmentação da terra.Estes factores são certamente uma das explicações possíveis do grande

fluxo migratório no Norte e também das grandes proporções de celibatodefinitivo que encontramos em cada recenseamento (em Braga, por exem-plo, a proporção de mulheres celibatárias no grupo 50-54 anos era em 1911de 26,3, em 1920 de 24,7, em 1930 de 22,0 e em 1940 de 23,5).

956

22 Os dados disponíveis não nos permitem calcular a idade média no casamentoem períodos anteriores a 1930. Contudo, é possível ter uma ideia das diferençasregionais e da sua evolução se compararmos a proporção de mulheres casadas nosrecenseamentos nos primeiros grupos de idade do período fecundo da mulher.Assim, por exemplo, no grupo 20-24 anos obtivemos para Braga as proporçõesde mulheres casadas seguintes: 1890, 23,6; 1900, 27,5; 1911, 26,1; 1920, 22,7. Dadoque o casamento tardio implica a existência de proporções muito pequenas demulheres casadas, podemos facilmente verificar que o casamento no Norte dePortugal era realmente tardio.

23 Esta instituição significa que o filho mais velho é o único herdeiro da terradepois da morte do pai. Se bem que esta instituição tenha sido abolida nos prin-cípios do século xx, o hábito de considerar o filho mais velho como o único herdeirocontinuou a existir até ao fim da segunda guerra mundial (ver Jorge Dias, Minho,Trás-os-Montes e Alto Douro, Congresso Internacional de Geografia, Lisboa, 1949,pp. 118-120).

O Sul, pelo contrário, foi sempre muito pouco povoado (a densidadeem Beja, por exemplo, era em 1930 de 24 habitantes por quilómetroquadrado) e as propriedades agrícolas são de grande dimensão. A grandemaioria da população constitui um proletariado agrícola que, não tendocertamente problemas de heranças a resolver, se casa muito cedo. A pro-porção de mulheres casadas em Beja é de 40,4 em 1980, 39,2 em 1900,42,6 em 1911 e 36,3 em 1920. A instituição do «morgadio» nunca existiue o celibato definitivo é sensivelmente metade de o de Braga (em Beja, aproporção de mulheres celibatárias no grupo 50-54 anos é de 11,5 em 1911,10,4 em 1920, 9,7 em 1930 e 11,6 em 1940).

Ora o desenvolvimento económico que o Norte conheceu como con-sequência de uma rápida industrialização depois da segunda guerra mundialperturbou certamente a situação existente. Os jovens podem, pela primeiravez, encontrar rapidamente um emprego e fundar um lar, o que implicaa existência de casamentos cada vez mais cedo. A consequência imediatafoi uma autêntica explosão de nascimentos no Norte do País.

Nos dois períodos seguintes —1959-62 e 1969-72—, a característicadominante é a existência de um declínio em todas as regiões. Contudo,é ainda o Norte que apresenta o declínio menos acentuado (11,68 % entre1949-52 e 1969-72). O Centro e o Sul tiveram um declínio de 21,29 %e 19,51 % respectivamente.

Finalmente, quisemos saber qual o processo de localização geográficadas diferenças observadas entre os níveis de fecundidade. A observação doquadro n.° 29 mostra-nos que a fecundidade tende a diminuir de nortepara sul e do interior para o litoral. Calculámos o coeficiente de correlaçãode Spearman entre a ordem dos distritos segundo a sua localização geográ-fica (de norte para sul e do interior para o litoral) e segundo o nível defecundidade (ICFL). Os quatro distritos das Ilhas Adjacentes foram excluí-dos do cálculo. Eis os resultados:

1929-32 =+0,8906.1939-42 = + 0,8658.1949-52 =+0,9051.1959-62 =+0,9092.1969-72 =+0,9298.

Os coeficientes de correlação calculados desde 1929-32 até aos nossosdias indicam a existência de uma associação positiva e crescente entre alocalização geográfica e o nível de fecundidade. A partir de 1950 há prati-camente uma coincidência entre os dois tipos de hierarquização dos dis-tritos (rs > + 0,9000).

Em resumo, podemos dizer que as diferenças regionais (já bastantesignificativas em 1930) não deixaram de aumentar até aos nossos dias eque a difusão do controlo da fecundidade seguiu uma orientação geográ-fica precisa: do litoral para o interior e de sul para norte.

2. A MEDIDA DO DECLÍNIO DA FECUNDIDADE

O processo mais clássico de medir o declínio da fecundidade consisteem calcular a mudança absoluta (através da diferença entre os dois valoresque limitam o período de observação) ou a mudança em percentagem(dividindo as diferenças absolutas pelo valor no início do período). 957

Contudo, Bohrestedt demonstrou que, no caso em que se torna possívelajustar a uma linha os diversos níveis de fecundidade, se pode utilizaro coeficiente de regressão (b em y = a + bx) como a verdadeira medidada velocidade do declínio. Esta medida de mudança «é estatisticamentesuperior às medidas tradicionais, baseadas na diferença aritmética dosvalores extremos num período de observação» 24.

O emprego deste método, segundo o autor mencionado anteriormente,apenas se justifica no caso em que é possível estabelecer uma linha deajustamento que exprima a evolução dos níveis de fecundidade.

Assim, o problema principal a resolver é encontrar uma forma fun-cional que traduza a realidade observada. Admitindo, na recta de regressãoy = a + bx, que y são os índices comparativos de fecundidade legítimacalculados anteriormente, que x é o tempo decorrido em anos desde oinício do período de observação (em 1929-32, x = 0; em 1939-42, x = 10;até 1969-72, x = 40) e que a e b são as constantes que se podem estimarpor regressão, torna-se possível tentar encontrar diversos tipos de ajus-tamento.

Vaiares de R2 derivados do ajustamento de diversas formas funcionais aodeclínio de ICFL (período 1930-70)

[QUADRO N.° 32]

Distritos y = a + ôxo,5 y =s a + 6xi,5 y = a+ bx Iny = a + bx

AveiroBejaBragançaCastelo BrancoCoimbraÉvoraFaroGuardaLeiriaPortalegreSantarémSetúbalViseuHortaNúmeros de melhores ajus-

tamentos

P O R T U G A L

0,84040,87310,97510,93140,91180,90720,98560,82260,87000,90,720,99010,93240,76500,7756

0,9942

0,84830,94750,85840,85770,88940,86500,84930,99820,97420,83780,83500,78530,81900,8321

5

0,9025

0,82840,85600,68980,80200,77040,52400,46400,95370,90110,63470,64350,43670,61260,8312

0

0,7309

0,81250,96370,90910,97290,92530,91270,99080,98610,95990,92680,89780,72610,81760,8251

6

0,9946

958

24 O raciocínio feito por Bohrestedt (em «Observations on the measurement ofchange», in Sociological Methodology, 1969) baseia-se em três aspectos principais:

Constatação: O método tradicional consiste em obter uma diferença entre osvalores de uma variável em dois momentos do tempo (gx = Xz — JCI) ecorrelacionar em seguida gx com as variáveis y explicativas da variaçãoobservada.

Crítica: Demonstra estatisticamente (pp. 115-117) que este método não consegueisolar o efeito de Xi sobre Xt, uma vez que existe sempre uma correlaçãoentre Xi e gx.

Solução: Demonstra estatisticamente (pp. 118-132) que a única forma de seobter uma variável não correlacionada com Xi é a de residualizar x2 por *iatravés da regressão.

Declínio anual absoluto do índice comparativo de fecundidade legítima

[MAPA 7]

Funchal

P. Delgada

Horta A.Heroísmo

O melhor ajustamento num distrito é aquele em que R2 de uma deter-minada forma funcional é mais elevado do que os outros R2 que se podemencontrar noutros tipos de funções25.

Tentámos diversos tipos de ajustamentos: a primeira forma de ajusta-mento admite como hipótese a existência de um declínio constante defecundidade em termos absolutos (y = a + bx)\ a segunda e a terceiraformas supõem a existência de outros ritmos de declínio em termos abso-lutos (y = a + ta0»5 e y = a + bx1**); finalmente, a última forma deajustamento supõe a existência de um declínio constante em percentagem(Iny = a + bx). O quadro n.° 32 apresenta os resultados destes diferentestipos de ajustamento.

Para cada distrito há uma forma funcional que se ajusta melhor doque as outras. Assim, a melhor forma para exprimir o declínio da fecundi-dade é justamente aquela que tem os R2 mais elevados no maior número

25 R2 é o coeficiente de determinação ou a proporção da variação total de y(ICFL) explicada pela recta de regressão. 959

Declínio anual em percentagem do índice comparativo de fecundidade legítima

[MAPA 8]

Funchal

P. Delgada

c?Horta A.Heroismo

de distritos. Excluímos do cálculo todos os R2 inferiores a 0,500026. Nestescasos, a velocidade de declínio será calculada pelo método tradicional.

Por entre as diferentes escolhas possíveis, os melhores ajustamentosforam obtidos com as formas y = a + bx e Iny = a+ bx. É provávelque se possa obter um melhor ajustamento utilizando um processo iterativopara fixar o valor do expoente de x. Em todo o caso, decidimos utilizar

960

28 Eis os distritos em que

Distritos

BragaLisboaPortoViana do CasteloVila RealAngra do HeroísmoPonta DelgadaFunchal

R2 é inferior a 0,5000:

y = a+ bxo,5

0,00480,07070,11480,36950,52870,43760,00050,5346

y — a + bx

oôoooooo

oooo oooo

Iny == a + bx

0,00360,00270,02030,47540,27490,49460,00120,2654

o valor de b em y = a + bx como medida da velocidade do declínio dafecundidade em termos absolutos e em Iny = a + bx como medida davelocidade em percentagem. Esta escolha parece-nos muito razoável porduas razões principais: em primeiro lugar, porque estes ajustamentos sãobastante satisfatórios — os resultados variam entre 0,7853 e 0,9982 paray = a + bx e 0,9946 para Iny — a + bx; em seguida, porque estes coe-ficientes de regressão são fáceis de interpretar do ponto de vista estatís-tico — b mede a mudança anual do índice comparativo de fecundidadelegítima em termos absolutos ou em percentagem.

O quadro n.° 33 apresenta os índices de velocidade de declínio assimcalculados. Para todos os distritos do quadro n.° 33 utilizámos a fórmulaseguinte:

n%xy -o =

onde y — ICFL e x = 0 a 40.

índices comparativos de velocidade de declínio do índice comparativo defecundidade legítima (período 1930-70)

[QUADRO N.° 33]

Distritos

AveiroBejaBragaBragançaCastelo BrancoCoimbraÉvoraFaroGuardaLeiriaLisboaPortalegrePortoSantarémSetúbalViana do CasteloVila RealViseuAngra do HeroísmoHortaPonta DelgadaFunchal ..PORTUGAL

Declínio anual absoluto

Por regressão

-1 ,54-2 ,24

-2 ,26-2 ,28- 1,26— 2,13-1 ,55- 1,89- 1,75

-2 ,25—

-1 ,64-1 ,72

-0 ,96.- 1,77

—-1 ,30

Método clássico

- 1,78-2 ,26-0 ,13- 2 , 4 3-2 ,26-1 ,24— 2 09- 1,57-1 ,90-1 ,97-0 ,37-2 ,34-0 ,70- 1,70-1 ,79- 1 , 2 0-0 ,84- 1,00- 1 , 7 3- 1,98-0 ,35- 0,73-1 ,47

Declínio anual <

Por regressão

-0 ,84- 1 , 5 9

-Tfil- 1,36- 0 , 7 9— 1,67-1 ,42- 1,04-1 ,18

-1 ,75—

-1 ,21-1 ,54

-0 ,49

- 1,34

—-0 ,78

ím percentagem

Método clássico

-0 ,81-1 ,18-0 ,05-0 ,91- 1,03-0 ,71— 1 17- 1 , 0 9-0 ,84-0 ,98-0 ,31- 1,27-0 ,34-0 ,98- 1,17-0 ,54-0 ,36-0 ,44- 0,86- 1,12-0 ,16-0 ,31-0 ,73

Os cálculos apresentados no quadro n.° 33 incluem as medidas dedeclínio absoluto e em percentagem obtidas pelo método tradicional.

Existe um certo número de diferenças entre os dois métodos. Emprimeiro lugar, no que diz respeito ao declínio absoluto, observamos queo método clássico sobrestima a velocidade do declínio em 80 % dos casos 961

quando o comparamos com o outro método. No caso do declínio empercentagem, o método clássico subestima em todos os casos a velocidadedo declínio.

Se hierarquizarmos os distritos em função da sua velocidade de de-clínio, obtemos o quadro n.° 34.

Classificação dos distritos por velocidade de declínio

[QUADRO N.o 34]

Grupo I ...

Grupo II ...

Grupo III ...

1234567

89

1011

12

1314

15

16171819202122

Declínio anual absoluto

Por regressão

Castelo BrancoBragançaPortalegreBejaÉvoraGuardaHorta

LeiriaAngra do He-

roísmoSetúbalSantarém

Faro

AveiroViana do Cas-

telo

Coimbra

ViseuVila RealFunchalPonta DelgadaPortoLisboaBraga

Método dássáco

BragançaPortalegreCastelo BrancoBejaÉvoraHortaGuarda

LeiriaSetúbal

AveiroAngra do He-

roísmoSantarém

FaroViana do Cas-

telo

Coimbra

ViseuVila RealPortoLisboaFunchalPonta DelgadaBraga

Declínio anual em percentagem

Por regressão

PortalegreÉvoraBejaSetúbalFaroCastelo BrancoHorta

SantarémLeiria

BragançaGuarda

Angra do He-roísmo

AveiroCoimbra

Viana do Cas-telo


Método clássico

PortalegreBejaÉvoraSetúbalHortaFaroCastelo Branco

SantarémLeiria

BragançaAngra do He-

roísmoGuarda

AveiroCoimbra

Viana do Cas-telo


962

Se, por um lado, a ordem dos distritos é diferente segundo o métodoempregue, os grupos i, n e in, por outro lado, contêm os mesmos distritos.Tal facto leva-nos a concluir que a utilização do método proposto porBohrestedt não introduz grandes mudanças na classificação do espaçoportuguês no que diz respeito à velocidade do declínio da fecundidade.

Contudo, no interior de cada grupo, este método precisa de umamaneira diferente a posição relativa de cada distrito. As diferenças maioressão observadas quando se compara o declínio absoluto com o declínio empercentagem: as classificações são muito diferentes. Em todo o caso, osdistritos que possuem os níveis de fecundidade mais elevados são quaseos mesmos que têm as velocidades de declínio menos acentuadas nos dois

casos — Viana do Castelo, Braga, Porto, Vila Real, Viseu, Funchal ePonto Delgada (ver mapas 6-8). As outras diferenças observadas locali-zam-se nos distritos de Bragança, Guarda e Faro. Bragança e Guardatêm um declínio absoluto muito acentuado, mas possuem uma velocidadede declínio «média» em percentagem, visto que o seu nível de fecundidadeera ainda muito elevado em 1970. O caso inverso é o distrito de Faro,que, tendo já em 1930 um dos níveis de fecundidade mais baixos, fazque o seu tipo de declínio seja «médio» em termos absolutos e um poucomais acentuado em termos de percentagem.

CONCLUSÃO

a) O estado civil português parece ser, segundo os índices utilizados naanálise, de boa qualidade ao longo do período observado. Em todo ocaso, foi possível verificar que, nos períodos de 1939-42 e 1949-52, a suaqualidade é manifestamente inferior à observada nos outros períodos.

b) No que diz respeito à qualidade dos recenseamentos, também pu-demos verificar que o recenseamento de 1930 é aquele onde se observarammais distorções. A partir de 1940, os recenseamentos são de qualidadebastante boa.

c) Para o conjunto de Portugal, a evolução da fecundidade é caracteri-zada por uma diminuição rápida de 1929-32 a 1939-42, seguindo-se umperíodo, que vai até 1949-52, em que o declínio é pouco acentuado. Depoisdeste período, a velocidade do declínio acentua-se de novo, ainda quea um ritmo manifestamente inferior ao do primeiro período de observação.

A análise da qualidade dos dados demográficos permitiu-nos concluirque o declínio demasiado acentuado observado entre 1929-32 e 1939-42pode, em parte, ser explicado pelo facto de o recenseamento de 1930 sermenos completo que o de 1940 e também pela existência de um registodeficiente dos nascimentos femininos em 1939-42.

d) A evolução global descrita anteriormente é a consequência de umaevolução bastante diversificada do ponto de vista regional. Foi possívelisolar duas regiões distintas, enquanto uma terceira se encontra numaposição intermédia.

A primeira região, que reúne a totalidade dos distritos do Norte e osdistritos de Funchal e de Ponta Delgada, é caracterizada por um nível defecundidade muito elevado—em 1969-72, o nível do índice comparativode fecundidade legítima em Braga, por exemplo, é três vezes superior aode Faro. Em 1929-32, as curvas das taxas de fecundidade legítima porgrupos de idades e por distritos nesta região aproximam-se do tipo decurvas observadas em populações de fecundidade quase natural. Tal comoera de esperar, também foi nesta região que registámos as velocidades dedeclínio da fecundidade menos acentuadas.

Por outro lado, a região do Sul e os distritos da Horta são caracteri-zados pela existência de um nível de fecundidade muito baixo e por umtipo de declínio praticamente linear. Foi também nesta região que obser-vámos as velocidades de declínio da fecundidade mais acentuadas.

é) A existência de diferenças regionais tão nítidas leva-nos a elaboraralgumas considerações suplementares. É verdade que diferenças deste tipotambém puderam ser encontradas noutros países mediterrânicos: emEspanha, por exemplo, o neomalthusianismo do Norte também pode ser 963

contraposto ao Sul, onde a fecundidade ainda é muito elevada; em Itália,a fecundidade legítima do Sul é de 60 % superior à do Norte.

Contudo, nestes países, as regiões de baixa fecundidade são justamenteaquelas em que o desenvolvimento económico e social é mais acentuado,se medirmos este desenvolvimento pelos índices habituais.

Não é o caso de Portugal. Não há uma diferença evidente entre o Nortee o Sul. Pelo contrário, se houver diferenças, é justamente no Norte queencontramos um nível de vida mais elevado, o maior grau de urbanizaçãoe o maior grau de industrialização.

Livi-Bacci, depois de ter medido o declínio da fecundidade em Portugalpelo método de estandardização indirecta elaborado por Coale, estabeleceucorrelações entre estes índices estandardizados e uma série de indicadores,como a urbanização, a industrialização, a mortalidade infantil, etc.27 Esteautor chega à conclusão de que «o contraste entre o Norte e o Sul não podeser explicado com satisfação por nenhuma das variáveis» e que a explicaçãodesta anomalia reside na diferente religiosidade entre o Norte e o Sul.

Nós pensamos que estas conclusões são a consequência de certas im-perfeições metodológicas. Em primeiro lugar, há um conjunto de críticasque podem ser feitas em relação à própria teoria de que partiu o autor — ateoria da transição demográfica. Se qualquer teoria procura, antes de mais,isolar um certo número de variáveis independentes explicativas de umfenómeno, a escolha dos indicadores feita por Bacci é bastante elementar.Além disso, a mortalidade foi tratada como qualquer índice, o que, nanossa opinião, é incorrecto, dado que o efeito do declínio da mortalidadesobre o declínio da fecundidade é um dos pilares principais desta teoria.Este facto é particularmente importante, visto que existe uma região noNorte em que a mortalidade infantil ainda é bastante elevada e, além disso,esta região coincide aproximadamente com a região de mais elevado nívelde fecundidade.

Por outro lado, somos da opinião de que nenhuma teoria pode explicarpor si só o comportamento da variável dependente complexa que é afecundidade. Torna-se necessário explorar outras teorias, como, por exem-plo, a da instituição cultural onde uma prática não é mais considerada comouma variável dependente de uma série de variáveis isoladas umas dasoutras. Torna-se necessário encarar a fecundidade como um elementoconstitutivo de um sistema e, como tal, susceptível de ser encarada damesma maneira que qualquer outro elemento constitutivo desse sistema.

Neste contexto, pensamos que é preciso estudar a fecundidade comoum habitas28, isto é, como «a interiorização durável de princípios culturaisatravés de gestos concretos», aparecendo por vezes de difícil percepçãoespontânea e cuja eficácia está ligada, não ao controlo que se tem, mas,ao contrário, ao seu carácter auto-reprodutor.

Em resumo, podemos afirmar que a explicação do declínio da fecun-didade em Portugal deve ser conduzida em duas vias: uma via deveráanalisar o momento da produção do fenómeno (neste caso, a teoria datransição demográfica com melhores índices e com uma estrutura causalmais elaborada que a de Livi-Bacci pode servir-nos de base); a outra via

27 Livi-Bacci, A century of Portuguese fertility, Princeton, 1972.28 Bourdieu e Passeron, La reproduction — éléments paur une thêorie du

964 système d'enseignement, Paris, Ed. Minuit, 1970.

deverá analisar as modalidades através das quais é assegurada a suareprodução (e neste caso podemos utilizar a teoria da instituição cultural).

Assim, talvez pudéssemos observar como a evolução de um factor— a fecundidade — que tem, na sua origem, uma ou várias explicações nopassado se auto-reproduz no contexto de uma cultura regional e o factoré reapropriado por uma estrutura social. Este trabalho será o objecto deestudo de uma investigação ulterior.

965

ANEXOS

Taxas brutas de natalidade em diversas épocas (permilagem)

[ANEXO I]

Distritos

Permilagem

1929-32 1939-42 1949-52 1959-62 1969-72

AveiroBeja ... .BragaBragançaCastelo Branco .. .CoimbraÉvoraFaroGuardaLeiria •LisboaPortalegrePorto ... .SantarémSetúbalViana do Castelo .Vila RealViseuAngra do HeroísmoHortaPonta Delgada ... .Funchal

PORTUGAL

29,928,734,435,631,725,730,526,833,230,923,429,532,928,330,829,533,930,427,923,432,137,5

30,0

26,523,730,030,626,221,323,321,228,625,413,522,526,421,822,324,228,727,124,422,129,230,7

24,5

28,121,934,030,123,721,420,119,126,324,316,319,226,220,819,426,430,827,528,422,032,530,1

24,7

28,518,434,028,320,119,717,316,422,922,718,317,530,420,119,224,630,025,630,019,934,431,7

23,214,928,519,114,218,318,815,815,718,520,215,125,116,417,420,923,221,920,319,329,226,2

24,3 21,0

966

•8

1s!

II

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1 § :

967

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Tfoo

, I969

Valores médios (#) e «ranks» das proporções de mortos Infantis (HM)

[ANEXO III (continuação)]

Distritos

Períodos

1939-42 11949-52 1959-62 1969-72

AveiroBejaBragaBragançaCastelo Branco .. .CoimbraÉvoraFaroGuardaLeiriaLisboaPortalegrePortoSantarémSetúbalViana do Castelo .Vila RealViseuAngra do HeroísmoHortaPonta Delgada ... .Funchal

P O R T U G A L

0,200,180,240,240,210,140,210,160,230,170,150,210,240,170,240,170,220,180,320,210,330,27

0,21

1415,54,56,512,52210,519817,52110,54,517,56,5

20915,5212,513

0,200,180,260,210,170,120,180,130,200,150,120,170,260,140,200,17W0,170,320,150,360,28

0,20

911,54,56,51421,511,520917,521,5144,519914

14217,513

0,230,160,280,250,150,120,130,110,180,120,120,140,260,110,150,150,230,170,310,100,300,27

0,18

7,5113613181620,591818155

20,513137,5101

2224

0,140,060,180,110,060,070,060,050,060,060,070,060,180,040,060,090,140,100,100,080,180,16

0,18

171,5717

12,51721171712,5173

2217105,58,58,5111,54

970

Valores médios (%) e «ranks» da parte dos mortos de 0-5 anosno conjunto dos mortos (H)

[ANEXO III (continuação)]

Distritos

Períodos

1930-32; 103*42 1959

AveiroBejaBragaBragançaCastelo BrancoCoimbraÉvoraFaroGuardaLeiriaLisboaPortalegrePortoSantarémSetúbalViana do Castelo ...Vila RealViseuAngra do Heroísmo ..HortaPonta DelgadaFunchal

P O R T U G A L

0,360,360,450,470,440,280,390,350,450,360,330,350,460,330,430,350,450,400,400,300,450,49

1414528

221216,55149,518319,5916,5510,510,52151

0,350,300,440,420,370,230,320,250,410,290,240,300,420,250,350,330,410,380,390,280,400,45

11,515,523,510221419,55,5172115,53,5

19,511,5135,5981871

0,320,270,440,420,270,180,230,190,350,220,160,220,400,200,250,290,390,320,380,240,420,42

9,512,51312,5211620817,52217,551914116

9,571533

0,320,220,460,380,220,170,180,140,280,170,140,180,400,160,200,290,420,290,430,130,400,39

812,51712,517,515,520,51117,520,515,54,519149,539,52

224,56

971

Valores médios (x) e «ranks» da parte dos mortos de 0-5 anosno conjunto dos mortos (H)

[ANEXO i n (continuação)]

Distritos

Aveiro ..Beja .BragaBragançaCastelo BrancoCoimbraÉvoraFaro .GuardaLeiria . . .LisboaPortalegre .PortoSantarémSetúbalViana do CasteloVila RealViseuAngra do HeroísmoHortaPonta DelgadaFunchal

PORTUGAL

Períodos

193042

X

0,310,330,390,440,430,260,360,320,420,360,330,330,410,330,440,280,380,350,330,190,370,46

R

191772,54

2110,5185

10,514146

142,5

208

12142291

1939-42

X

0,290,280,380,400,350,200,290,240,360,270,220,290,360,240,360,230,370,330,330,210,390,40

R

131541,59

221317,5

1620137

17,57

195

10,510,521

31,5

1949-52

X

0,260,230,360,380,240,150,220,160,290,210,140,180,360,170,250,200,360,260,330,170,390,35

R

9,51352

122114208

1522173,5

18,511163,59,57

18,516

1959

X

0,250,190,390,390,180.130,160,110,260,150,130,160,340,140,180,220,410,250,340,130,340,31

R

8122,52,5

13,52015,5229

172015,55

1813,5111

105

2057

972

Relações de masculinidade por grupos de idade: Porto

[ANEXO IV]

Ias-

30 40

Grupos de idade

973

Relações de masculinidade por grupos de idade: Lisboa

[ANEXO IV (continuação))

105-

974

30 40

Grupos de idade

50

Relações de masculinidade por grupos de idade: Beja

[ANEXO IV (continuação')]

S

•88

30 40

Grupos de idade

975

Relações de masculinidade por grupos de idade: Viana do Castelo

[ANEXO IV (continuação)]

105-

100-

9 5 -

9 0 -

8 5 -

8 0 -

7 5 -

-

7 0 -

6 5 -

60-

55-

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•1930

•1940

•1950

-1970

\ /' \ /

vC...

976

30 40

Grupos de idade

Taxas de fecundidade legítima: grupo de idade» de 15-19 anãs

[ANEXO V]

Distritos

Períodos

1929-32 1939-42 194 9-52 1959-62 1969-72

Variação70-30

(percen-tagem)

AveiroBejaBragaBragançaCastelo BrancoCoimbraÉvora ...FaroGuardaLeiriaLisboaPortalegrePortoSantarémSetúbalViana do Castelo ...Vila RealViseuAngra do HeroísmoHortaPonta DelgadaFunchal ...

PORTUGAL

5*

590,22500,00550,62429,71438,29454,18583,92552,63497,45629,09484,78676,23584,24521,53732,79521,74500,00443,25243,90313,25384,35428,25

499,82

111,88

392,13359,68394,92403,06378,08371,17355,09394,98386,77421,49335,28346,34434,42329,05429,01410,57324,27415,92379,08344,37389,07344,11

379,23

33,13

428,19338,01467,61390,23377,47380,56363,20387,06348,65410,17364,08397,76512,29381,61381,64404,10425,83419,11366,21328,28456,09411,16

409,88

43,35

464,36390,68471,86486,07369,96428,89340,38410,39413,97425,87362,84429,09470,02405,49438,35427,72462,06471,80486,38330,21533,37453,06

431,28

50,63

477,90357,14540,18513,64489,39471,57383,33423,50508,06545,07427,87442,96556,41446,95422,02429,88790,26596,01402,73351,61561,05558,49

481,36

97,23

- 19,03- 28,57- 1,90+ 19,53+ 11,66.+ 3,83- 34,35- 23,37+ 2,13- 12,94- 11,74- 34,50- 4,76- 14,30- 42,41- 17,61+ 58,051+ 34,46'+ 65,124- 12,25+ 45,97+ 30,41

- 3,69

977

Taxas de fecundidade legítima: grupo de idades de 20-24 anãs

[ANEXO V (continuação)]

Distritos

Períodos

1929-312

412,72305,61434,24435,38382,86342,32328,91320,74369,80372,35276,54391,67378,04370,78304,72363,74378,69386,32320,60300,12366,24414,06

356,17

44,23

1939-42

385,79324,56416,52381,61363,97329,28318,92277,39385,01350,72233,32304,45378,11318,42259,01385,96341,63367,27294,16299,15407,23390,42

349,04

49,70

1949-32

400,31314,04495,48401,15354,60351,99289,19270,94382,03338,66239,31283,21425,72311,34231,57437,73431,22392,70348,35290,92440,33442,18

353,48

72,90

11959-62

396,48281,92496,13365,47334,51330,41267,66254,09377,25337,51257,84266,91433,08303,10247,20399,24421,27394,31396,68308,56476,05433,20

352,13

74,59

1969-72

365,53295,52495,72478,33375,63375,89322,73275,75390,80320,80304,99355,25407,76311,26257,93374,91439,83444,99320,14351,98438,00407,07

357,37

64,85

Variação70-30

(percen-tagem)

AveiroBejaBragaBragançaCastelo Branco ...CoimbraÉvora ...FaroGuardaLeiriaLisboaPortalegrePortoSantarémSetúbalViana do Castelo ...Vila RealViseuAngra do HeroísmoHortaPonta DelgadaFunchal

PORTUGAL

s

- 11,43- 3,30+ 14,16+ 9,86- 1,89+ 9,72- 1,88- 14,03+ 5,68- 13,84+ 10,29- 10,00+ 7,86- 16,05- 13,36

3,0716,1515,190,0

17,2819,591,69

0,34

978

Taxas de fecundidade legítima: grupa de idades de 25-29 anos


Distritos

Períodos

1929-312 1939-42 1949-52 1959-62 1969-72

Variação70-30

(percen-tagem)

AveiroBejaBragaBragançaCastelo Branco ...CoimbraÉvoraFaroGuardaLeiriaLisboaPortalegrePortoSantarémSetúbalViana do Castelo ...Vila RealViseuAngra do HeroísmoHortaPonta DelgadaFunchal

PORTUGAL

s

334,74291,07382,34378,77334,93276,43264,30220,35322,89291,75189,27279,55311,99266,42210,21366,77345,40339,79306,88293,03359,18373,31

293,72

54,54

292,00257,03367,12314,38285,53244,61225,66181,14302,96274,81138,22225,67272,70219,10164,66324,81306,38312,56299,41238,54330,00352,06

256,91

59,86

275,07247,01398,27293,72252,44234,05192,66160,68274,73247,45150,73189,26304,28204,78133,82327,40322,95297,05288,31233,81348,05357,62

251,44

69,92

283,23198,04416,74283,69226,44233,98163,34140,89265,42233,32164,17172,10319,37189,87140,68309,96322,16290,60301,32213,79373,93359,14

248,07

78,22

249,58170,55374,99244,31223,82211,46190,04161,29247,15205,35189,38184,16280,33185,37138,65288,79330,78295,41230,97222,97342,30313,93

232,99

63,52

- 25,44- 41,41- 1,92- 35,50- 33,17- 23,50- 28,10- 26,80- 23,46- 29,61

0- 34,12- 10,15- 30,42- 34,04- 21,26- 4,23- 13,06- 24,74- 23,91- 4,70- 15,91

- 20,68

979

Taxas de fecundidade legítima: grupo de idades de 30-34 anos


Distritos

Períodos

1929-32

279,31270,50341,17316,08290,60215,19223,11175,49297,54251,02128,34217,28255,76204,81171,65291,97321,02289,38291,52243,14284,41359,43

245,44

57,94

19139-42

221,15189,31302,60257,80217,27169,27158,07125,19245,56204,9284,10

157,34198,95154,19120,07249,33255,73241,35198,80174,44250.29275,82

190,94

55,60

1949-52

211,62169,27333,95235,03191,11167,80134,09103,37218,25180,7392,06

125,77225,11134,0584,89

261,49242,94226,17213,13173,49254,87273,62

184,01

63,91

1959-62

196,79125,78314,78213,84145,49128,9491,4580,10

190,25151,1096,0998,85

207,56112,7376,54

226,00243,80208,57195,86137,88266,55275,99

164,74

68,68

19169-72

150,7895,88

265,29179,16122,81117,0992,1579,48

144,72118,6295,98

101,40173,4298,0072,81

197,97205,67191,49135,84136,01245,61238,39

139,66

56,53

Variação70-30

(percen-tagem)

AveiroBejaBragaBragançaCastelo BrancoCoimbraÉvoraFaroGuardaLeiriaLisboaPortalegrePortoSantarémSetúbalViana do Castelo ...Vila RealViseuAngra do HeroísmoHortaPonta DelgadaFunchal

PORTUGAL

s

-46,02- 64,55- 22,24- 43,32- 57,74- 45,59- 59,00- 54,71-51,46- 52,74- 25,21- 53,33- 32,19- 52,15- 57,59- 31,97- 35,93- 33,83- 53,40-44,06- 13,64- 33,68

- 43,10

980

Taxas de fecundidade legitima: grupo de idades de 35-39 anos


Distritos

Períodos

1929-312 1939-42 1949-32 1959-62 1969-72

Variação70-30

(percen-tagem)


PORTUGAL

s

198,20193,45272,98296,53209,39149,65174,32115,16220,96184,3884,14155,54188,40141,75143,30227,58261,12216,80211,76161,54207,10302,57

182,69

55,00

154,60134,69214,77218,30170,90121,76114,7184,11

195,21155,9755,11

108,13146,84109,3889,17

184,36203,94194,62157,55122,52179,74234,04

142,11

47,93

160,89125,49262,61206,46142,18112,4789,5071,93

178,95136,0553,8988,92

159,7396,8664,24

196,67206,60187,77155,79111,74189,16

219,66

137,03

56,26

137,7879,38

246,77172,19101,2083,3055,7045,45

133,34104,1050,6658,27

146,9267,4343,07

167,40204,84162,73128,3788,62

186,57

206,80

113,71

59,70

103,5756,29

209,89116,3865,7763,3245,5741,4596,2073,1047,1352,75

128,5250,3432,40

136,06157,20141,3091,0784,87

157,62

179,38

88,58

50,13

- 47,74- 70,90-23,11- 60,75- 68,59- 57,70- 73,86-64,01- 56,46- 60,35- 43,99- 66,09- 31,78- 64,49- 77,39- 40,21- 39,80- 34,82- 56,99- 47,46- 23,89- 40,71

- 49,62

981

Taxas de fecundidade legítima: grupo de idades de 40-44 anos


Distritos

Períodos

1929-32 19)39-42 1949-52 1959-62 1969-72

Variação70-30

(percen-tagem)


PORTUGAL

s

88,8366,29

127,69153,0189,5663,7666,4740,06

112,0087,8537,4363,2580,8465,7763,73

109,88133,66109,2369,9460,3089,57

149,62

83,38

32,67

85,5456,75

118,02119,3783,6955,2048,0432,31

105,4177,0224,7048,5668,3650,8442,5997,02

110,63100,4758,8251,5682,23

114,08

74,46

29,19

78,0652,53

134,90107,3768,7551,2240,2427,4394,5965,9121,2937,2376,1941,0027,9497,91

114,9499,5657,0051,1480,07

114,90

66,03

32,41

62,6526,94

124,7087,5749,6536,2422,3618,0571,1648,3718,1823,4866,2527,4416,5286,3492,9584,3750,0237,6275,14

106,89

52,38

31,71

49,7718,25

104,9153,5926,6323,0515,0413,0646,4830,0414,4914,3885,0218,0711,3660,5472-4668,0930,6733,7662,9787,69

37,95

28,10

- 43,97- 72,47- 17,84- 64,98- 70,27- 63,85- 77,37- 67,40- 58,50- 65,81- 61,29- 77,26+ 5,17- 72,53- 82,17- 44,90- 45,79- 37,66- 56,15- 44,01- 29,70-41,39

- 54,49

952

Taxas de fecundidade legitima: grupos de idades de 45-49 anos

[ANEXO V (continuação)}

Distritos

1929-312

14,239,11

21,0428,7518,4010,326,946,75

25,5215,695,659,025,37

10,4710,3915,2520,4119,707,44

10,9011,6138,09

14,00

8,35

1939-42

13,037,74

19,3425,2215,378,875,315,10

23,9212,323,486,624,547,687,23

13,1618,6919,047,00

11,4510,6727,00

11,54

7,06

* **

1949-52

11,535,36

19,3923,1911,517,713,753,51

16,7210,992,844,24

10,456,463,57

11,5320,5817,667,29

19,0712,2823,19

10,15

6,73

H959-62

6.544,95

11,708,965,193,442,342 088,225,511,352,055,333,191,899.73

11,038,193,88

14,216,58

12,55

5,14

3,90

1969-72

4,716,3110,46,342,822,373,574,845,663,771,355,084,531,971,016,769,956,993,497,556,07

10,84

3,84

2,74

Variação70-30

(percen-tagem)

- 66,90- 30,74- 52,28- 80,76- 84,67- 77,03- 48,56- 28,30- 77,82- 75,97-76,11- 43,68- 15,64-81,18- 90,28- 55,67-51,25- 64,52- 53,09- 30,73- 47,72- 71,54

- 71,57

AveiroBejaBragaBragançaCastelo BrancoCoimbraÉvoraFaroGuardaLeiriaLisboaPortalegrePortoSantarémSetúbalViana do Castelo ...Vila RealViseuAngra do HeroísmoHortaPonta DelgadaFunchal

PORTUGAL

s ...

983

Evolução de ICFL por distritos

984

[ANEXO VI]

ICFL

2OCH

100

5041930

v BRAGA

VA.HEROÍSMO

1940 1950 1960 19 70

[ANEXO VI (continuação))

I C F L

250-

200-

150

100-

VISEU

BRAGANÇA

GUARDA

C.BRANCO

LEIRIA

PORTALEGRESANTARÉMÉVORABEJA

..--FARO

1970

985

[ANEXO VI (continuação))

I.C.FL

250-4

200

150

100

'• AVEIRO

COIMBRA

^ LISBOA

\ HORTA

- - - SETÚBAL

50H1930 1940 1950 1960

1 ANOS1«70

986

análise regional do declínio da fecundidade da população...

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