4.1.1 Desenho de estudo
Trata-se de um estudo de série temporal da mortalidade por câncer de pulmão em indivíduos com 30 ou mais anos, em regiões metropolitanas brasileiras selecionadas, 2000-2015.
4.1.2 População de estudo
As unidades de análise definidas neste estudo englobam 19 RMs, incluindo a RIDE DF e entorno, e 14 UFs, totalizando 33 unidades. São elas: RM São Paulo, RM Rio de Janeiro, RM Belo Horizonte, RIDE Distrito Federal e Entorno, RM Porto Alegre, RM Fortaleza, RM Salvador, RM Recife, RM Curitiba, RM Campinas, RM Manaus, RM do Vale do Paraíba e Litoral Norte, RM Goiânia, RM Belém, RM Grande Vitória, RM de Sorocaba, RM Baixada Santista, RM Grande São Luís, RM Natal, Bahia exceto RM Salvador, Amazonas exceto RM Manaus, São Paulo (estado) exceto RM São Paulo, Rio Grande do Sul exceto RM Porto Alegre, Rio Grande do Norte exceto RM Natal, Rio de Janeiro (estado) exceto RM Rio de Janeiro, Paraná exceto RM Curitiba, Pernambuco exceto RM Recife, Pará exceto RM Belém, Minas Gerais exceto RM Belo Horizonte e colar metropolitano, Maranhão exceto RM Grande São Luís, Goiás exceto RM Goiânia, Espírito Santo exceto RM Grande Vitória e Ceará exceto RM Fortaleza.
O critério adotado na seleção das RMs baseou-se aspectos demográficos, uma vez que o propósito seria avaliar áreas mais densamente populosas e urbanizadas do país. Assim, foram selecionadas as RMs com população acima de 1,5 milhão de habitantes estimada segundo IBGE.
A composição das regiões metropolitanas brasileiras pode variar ao longo do tempo, com relação à configuração municipal. A fim de contornar esta questão, procedeu-se com a criação de unidades geográficas das RMs, adotando uma matriz composta pelos 409 municípios que integravam as 19 regiões, vigente em 31 de dezembro de 2015. Esta matriz é capaz de conferir certa estabilidade no tempo, permitindo que as RMs recompostas sejam minimamente comparáveis. Assim, as potenciais variações observadas nas séries não possam ser atribuídas a mudanças na composição das RMs.
Apesar da variação que possa ocorrer nas RMs em função de critérios e interesses político-econômicos das UFs, as maiores e principais RMs do país têm se mantido relativamente constantes desde os anos 1970.
A fim de observar o contraste entre as áreas mais urbanizadas, geralmente envolvendo a capital de um estado, optou-se por avaliar também o estado, fora a RM selecionada. Ou seja, as 14 UFs foram analisadas considerando-se o total de municípios que compõem cada uma delas, menos os municípios da RM, inclusive capital.
Apesar de o estado de São Paulo apresentar quatro RMs inseridas no estudo, apenas os municípios da RM de São Paulo (capital) foram excluídos para reconstituir a matriz de municípios do estado de São Paulo.
Das 19 RMs do estudo, a RIDE DF e entorno apresenta características e definição político-organizativa distinta das demais, em que pese sua semelhança conceitual básica no tange aos aspectos de aglomeração urbana. Por ser formada por municípios de mais de um estado (DF, Goiás e Minas Gerais), a RIDE DF e entorno foi analisada sem que houvesse uma UF correspondente.
4.1.3 Fonte de dados e definição de variáveis
Os dados de óbitos por câncer de pulmão em maiores de 30 anos foram obtidos do Sistema de Informações sobre Mortalidade (SIM) do Departamento de Informática do SUS (DATASUS) para (i) cada RM selecionada segundo critério demográfico; (ii) para o estado correspondente àquela RM, desconsiderando a mesma; no período de 2000 a 2015. Os dados demográficos foram obtidos por meio da Rede Interagencial de Informações para a Saúde (Ripsa), com disponibilização no sítio DATASUS (http://tabnet.datasus.gov.br/cgi/deftohtm.exe?novapop/cnv/popbr.def) para a mesma população, local e período dos óbitos. Portanto, a variável de desfecho consiste na taxa de mortalidade por câncer de pulmão, padronizada pela população Brasil 2010, expressa pelo número de óbitos em indivíduos com 30 anos e mais anos de idade por cem mil habitantes, ocorridos entre 2000 e 2015, nas regiões estudadas.
4.1.4 Análise estatística
4.1.4.1 Correção das informações sobre óbitos por câncer de pulmão
O Brasil apresenta proporções elevadas de óbitos por causas mal definidas.
Esses valores alarmantes refletem nos sistemas de informação, ao comprometerem a fidedignidade das estatísticas de mortalidade por causa específica, e também apontam as dificuldades de acesso e o comprometimento da qualidade de assistência recebida pela população (Laurenti et al., 2004; Jorge et al., 2017). Segundo levantamento realizado pelo Ministério da Saúde, os óbitos por causas mal definidas correspondiam a 14,3% do total em 2000, apresentando grande variabilidade entre os municípios e regiões, com proporções que variavam de 6,3% no Sul a 28,4% no Nordeste (França et al., 2014).
A correção da causa básica do óbito foi realizada levando em conta os métodos e técnicas propostas previamente em estudos sobre a redistribuição dos óbitos classificados como mal definidos ou aqueles classificados como códigos inespecíficos (Mathers et al., 2005; Pavlidis e Pentheroudakis, 2012).
A etapa de redistribuição e reclassificação dos óbitos mal definidos e inespecíficos por câncer de pulmão foi realizada segundo estratégia proposta por Azevedo Silva et al., (2016) que considerou aspectos da neoplasia maligna, no que diz respeito à histologia e história clínica da doença. Para isso, o método contou ainda com a realização de reuniões com pesquisadores, oncologistas e patologistas.
A informações sobre sexo e idade ignoradas foram avaliadas, preliminarmente, com vistas à distribuição proporcional por RM, estado fora RM, causa básica de óbito, sexo e grupos etário de cinco anos a partir de 30 (30-34, 35-39, 40-44, 45-49, 50-54, 55-59, 60-64, 65-69, 70-74, 75-79, 80 e mais anos). Entretanto, a ocorrência de informações ignoradas foi irrelevante e permitiu que se avançasse para etapas posteriores sem a necessidade de redistribuição.
Uma vez que os registros de óbito nas capitais costumam apresentar melhor qualidade em relação ao restante do estado e regiões periféricas, a correção proposta foi aplicada às RMs e UFs exceto RM correspondente, em vez das capitais isoladamente.
Dando sequência à estratégia desenvolvida por Azevedo Silva et al., (2016) para reclassificação dos óbitos, realizou-se a distribuição proporcional dos códigos- lixos (C78, C79 e C80) segundo sexo, unidade geográfica, grupo etário e grupo de câncer específico (códigos-alvo) da Classificação Estatística Internacional de Doenças e Problemas Relacionados com a Saúde - Décima Revisão (CID-10): (C16, C18, C22, C25, C33, C34, C56, C64). Destaca-se que, os óbitos cuja causa básica foi registrada com o código C80 foram redistribuídos desconsiderando-se 5% desse total (Pavlidis e Pentheroudakis, 2012).
As causas mal definidas foram redistribuídas proporcionalmente seguindo os mesmos parâmetros utilizados para os códigos-lixo. Dessa maneira, foram consideradas as seguintes causas mal definidas: (i) capítulo XVIII da CID-10 (R00- R99); (ii) morte súbita de origem cardíaca (I46.1); (iii) parada cardíaca não especificada (I46.9); (iv) hipotensão não especificada (I95.9); (v) insuficiência respiratória aguda (J96.0); (vi) insuficiência respiratória não especificada (J96.9); e (vii) insuficiência respiratória do recém-nascido (P28.5).
4.1.4.2 Cálculo das taxas de mortalidade e análise de tendência
A partir da correção dos óbitos por câncer de pulmão do banco do SIM realizou- se o cálculo das taxas de mortalidade levando em consideração os códigos para câncer de pulmão da CID-10: códigos C33 e C34, no período considerado. O cálculo foi efetuado considerando (i) o total de óbitos por câncer de pulmão na população e período considerados no numerador e (ii) dados demográficos de população no denominador, para o mesmo local, período e grupo etário dos óbitos.
A população residente utilizada no cálculo das taxas foi estimada por meio da parceria envolvendo a Ripsa, o Ministério da Saúde e o IBGE, para os municípios brasileiros, desagregadas por sexo e idade, para o período de 2000 a 2015.
As taxas de mortalidade foram calculadas desagregadas por idade, sexo e unidade geográfica (RM e UF fora RM). As taxas brutas foram ainda ajustadas por idade, com base na população brasileira de 2010.
A população-padrão adotada foi Brasil (2010) e utilizou como fonte a Projeção da População 2000-2030 do IBGE realizada em 2013 (IBGE, 2013). Optou-se pelo uso da população-padrão referente ao ano de 2010, por se tratar do último ano censitário ocorrido no Brasil e devido a sua posição menos descentralizada com relação à série temporal analisada.
Os termos de erro para regressão em séries temporais costumam ser correlacionados, necessitando a modelagem da autocorrelação. Para avaliar a tendência temporal da mortalidade por câncer de pulmão, por sexo, nas regiões selecionadas, foi ajustado um modelo de tendência linear com erros autorregressivos de primeira ordem e parâmetros estimados pelo método de máxima verossimilhança gaussiana, obtendo-se a tendência linear.
O termo autorregressivo de primeira ordem foi empregado nesta circunstância, uma vez que a série no instante t foi função da série com o tempo imediatamente anterior AR 1. Desse modo, realizou-se o ajuste do modelo para a série de resíduos
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t. Para satisfazer o modelo em questão, verificou-se as suposições sobre os resíduos quanto a sua distribuição normal, média zero, variância constante e independência.Além da tendência linear, foram calculados os ICs de 95% para os coeficientes β1 das tendências lineares. Todos os cálculos foram realizados com o software IBM SPSS Statistics for Windows, versão 22.