Mortalidade por infarto agudo do miocárdio no Brasil: análise do efeito da idade-período-coorte
Mortality for acute myocardial infarction in Brazil: analyzing the effect of the age-period-cohort
Resumo Objetivou-se analisar o efeito da idade-período e coorte (APC) de nascimento na mortalidade por infarto agudo do miocárdio no Brasil, segundo sexo, no período de 1980 a 2009. Os dados foram extraídos do Sistema de Informação Sobre Mortalidade. O APC foi calculado pelo modelo de regressão de Poisson, utilizando funções estimáveis. A evolução das taxas de mortalidade em ambos os sexos apresentou-se ascendente, no entanto há redução do percentual de aumento na década de 1990 e 2000. A análise APC, nos dois sexos, indicou tendência de redução do risco de morte nas sucessivas coortes de nascimento, em ambos os sexos (RT<1 nos indivíduos nascidos após a década de 1940) e nos sucessivos períodos a partir de 2000-2004, no sexo feminino. No sexo masculino, evidenciou-se um discreto aumento do risco de morrer, no período de 2000-2004, voltando a diminuir no período subsequente. Concluiu-se que a redução progressiva no risco de morte nas coortes de nascimento após a década de 1940, possivelmente, pode ser explicada pelos avanços no tratamento e por medidas preventivas para os fatores de riscos, tais como o programa de controle da hipertensão e diabetes e a ampliação do acesso aos serviços de saúde após a implantação de um sistema de saúde de acesso universal no Brasil.
Palavras-chave Infarto do miocárdio, Mortalidade, Efeito idade, Efeito período, Efeito de coortes.
Abstract The objective is to analyze the effect of age-period and cohort (APC) of birth in mortality for acute myocardial infarction in Brazil, according to sex in the period from 1980
to 2009. Methods: The data were extracted from the Mortality Information System. The effect of age, period and cohort of birth was calculated by the Poisson regression model using estimable functions. The evolution of mortality rates in both sexes appeared ascendant, however there is a reduction in the percentage of increase in the decade of 1990 to 2000. The APC analysis, in both sexes, indicated a trend of reduction in the risk of death for successive birth cohorts, in both sexes, (RT <1 in individuals born after the 1940s) and in the successive periods from 2000-2004, in females. However, in males there was a discrete increase in the risk of dying in the 2000-2004 period, decreasing in the subsequent period. The progressive reduction in the risk of death in birth cohorts after the 1940s, can possibly be explained by advances in treatment, as well as preventive measures for risk factors, such as the control of hypertension and diabetes, in addition to the expansion of access to health services after the implementation of a universal access healthcare system in Brazil.
Key words Myocardial infarction, Mortality, Age effect, Period effect, Cohort effect.
Introdução
As doenças cardiovasculares, incluindo o infarto agudo do miocárdio (IAM), representam um importante problema de saúde pública no Brasil, apresentando altas taxas de incidência e mortalidade1.
A taxa de mortalidade brasileira, por esse grupo de causas (183,3/100.000)2, encontra-se entre as maiores do mundo e é encontra-semelhante a de paíencontra-ses como a China e do Leste Europeu3.
Essa realidade pode ser explicada tanto pela mudança da estrutura etária da população, quanto pelo aumento da prevalência de exposição aos fatores de risco reconhecidamente associados às doenças do aparelho circulatório, tais como o sedentarismo, aumento do consumo de carnes e gorduras, redução do consumo de frutas e verduras, consumo de bebidas
alcoólicas, tabagismo e aumento da prevalência de obesidade, além das desigualdades socioeconômicas e de acesso aos serviços de saúde3-6.
Nas últimas décadas, foram implementadas a Política Nacional de Promoção à Saúde e o Programa de Prevenção e Controle da Hipertensão e do Diabetes (HIPERDIA)1,3,7,8, com vistas a reduzir a morbimortalidade por doenças do aparelho circulatório. Contudo, as taxas de mortalidade por doenças cardiovasculares no Brasil, entre elas o IAM, ainda permanecem altas quando comparadas ás taxas de países desenvolvidos.
A idade, o período e a coorte de nascimento são fatores que influenciam a evolução das taxas de incidência e mortalidade das doenças. O efeito da idade relaciona-se as mudanças na evolução das taxas de mortalidade de determinadas doenças de acordo com as faixas etárias. O efeito do período refere-se às alterações na tendência de mortalidade e incidência relacionadas ás modificações que ocorrem em determinado período e influenciam simultaneamente todas as faixas etárias (inovações no diagnóstico e tratamento, acesso aos serviços de saúde, mudanças na certificação dos óbitos e melhorias nos sistemas de informação de mortalidade)9,10.
O efeito da coorte de nascimento é provocado por fatores que afetam uma geração, promovendo mudanças de magnitudes diferentes em sucessivos grupos de idade e períodos e permite analisar o efeito de exposição de larga duração aos fatores de risco9,10.
Nesse sentido, o objetivo do presente estudo foi analisar o efeito da idade-período e coorte (APC) de nascimento na mortalidade por infarto agudo do miocárdio no Brasil, segundo sexo, no período de 1980 a 2009.
Trata-se de um estudo ecológico de tendência temporal no qual foram analisados registros de óbito por IAM, no Brasil, para ambos os sexos, com idade igual ou superior a 20 anos, no período de 1980 a 2009. Durante esse período, estiveram em vigor duas revisões da Classificação Estatística Internacional das Doenças e Problemas Relacionados à Saúde (CID). A classificação em três dígitos da nona revisão para IAM 412 e o código da décima revisão I-21.
Os registros de óbito foram extraídos do Sistema de Informações Sobre Mortalidade (SIM/DATASUS)11, assim como os dados populacionais, com base nos censos populacionais de 1980, 1991, 2000 e 2010. As projeções intercensitárias para as populações para 1º de julho dos anos intercensitários foram as estimadas pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE)12.
As taxas de mortalidade por IAM foram calculadas segundo sexo e faixa etária por 100.000 habitantes, e padronizadas pela população mundial proposta pela Organização Mundial da Saúde (OMS)13.
As faixas etárias, períodos e coorte de nascimento foram agrupadas em intervalos de cinco anos. As faixas etárias iniciaram-se em 20-24 anos e terminaram em 80 e mais anos, totalizando 13 grupos etários. Os períodos também foram agrupados em intervalos de cinco anos (1980 a 1984, 1985 a 1989, 1990 a 1994, 1995 a 1999, 2000 a 2004 e 2005 a 2009), totalizando seis períodos. As coortes de nascimento iniciaram-se em 1895 e terminaram em 1989, somando 19 coortes.
A escolha do período de análise (1980-2009), mesmo em face da disponibilidade de dados de mortalidade mais recentes (2010-2013), deve-se a uma restrição da metodologia APC. Esta sugere que os grupos de idade e período devam ter o mesmo tamanho, para que não ocorra a sobreposição de coortes de nascimento. E no presente estudo optou-se por trabalhar com faixas etárias e períodos do óbito com intervalo de 5 em 5 anos9-10.
Inicialmente, realizou-se a análise exploratória de séries temporais por meio de gráficos das séries históricas (taxas de mortalidade por ano), suavizadas por meio de médias móveis trienais, bem como a avaliação da presença da dependência temporal da série histórica. Realizadas essas análises, procedeu-se a análise de tendência por meio da regressão de Poisson14.
Nessa análise, o número de óbitos esperados para cada ano foi a variável dependente, e o ano calendário centralizado a variável independente.
A tendência é classificada em estacionária, decrescente ou ascendente de acordo com o valor do risco relativo (RR), obtido pela exponencial do coeficiente da regressão e seu respectivo intervalo de confiança de 95%. A análise de tendência foi realizada para as três décadas (1980 a 1989, 1990 a 1999 e 2000 a 2009), segundo sexo.
Os efeitos idade-período-coorte de nascimento (APC) foram calculados supondo-se uma distribuição de Poisson para o número de óbitos e que os efeitos temporais ( idade-período e coorte de nascimento) atuam de forma multiplicativa sobre a taxa9,10,15. Sendo assim o logaritmo do valor esperado da taxa é uma função linear do efeito da idade, do período e da coorte9,10,15,16:
,
onde denota a taxa de mortalidade esperada na idade i e período j, o número de óbitos na idade i e período j, e representa a população sob risco de morte na idade i e período j; µ a média denota o efeito, o efeito do grupo idade i, o efeito do período j e o efeito da coorte k.
A estimação dos parâmetros do efeito APC apresenta como principal limitação o problema da não estimação do modelo completo, conhecido como noindentifiability problem. Essa limitação ocorre devido à relação linear exata entre o efeitos temporais (idade-período e coorte de nascimento) 9,10,15. Destaca-se que não há consenso na literatura sobre a melhor
metodologia a ser utilizada para corrigir esse problema9,10,15,16, sendo assim, no presente trabalho optou-se por estimar os parâmetros do efeito APC por meio das funções estimáveis9,10,15.
As funções estimáveis limitam a análise dos efeitos a suas combinações lineares e curvaturas. As curvaturas são as funções estimáveis dos parâmetros e permanecem constantes a despeito da parametrização utilizada. A tendência linear dos efeitos é dividida em dois componentes: o primeiro é o efeito linear da idade e o outro é chamado drift, o efeito linear do período e da coorte. A tendência longitudinal da idade é igual à soma da idade e da inclinação do período , em que e são a tendência linear da idade e do período, respectivamente. O termo drift representa a tendência linear do logaritmo das taxas específicas de idade. É igual à soma das inclinações do período e da coorte , em que
e são a tendência linear para o período e a coorte, respectivamente9,10,15.
As taxas específicas da idade para a coorte/período de referência serão a RT (razão de taxas) de cada coorte referente à coorte de referência e de cada período relativo ao período de referência. Nesse artigo, utilizou-se como referência a coorte de 1935-1939, e o período de 1990 a 1994. 17.
O ajuste dos modelos aos dados foi verificado por meio da estatística deviance9,10,15, consideram-se estatisticamente significativos os resultados com p ≤ 0,05.As análises para estimação do modelo APC foram realizadas por meio da por meio da biblioteca Epi 1.1.18a. do programa R versão 3.2.1.
Resultados
No período de estudo, a taxa de mortalidade média padronizada no sexo masculino (104,07 óbitos/100.000 homens) foi 1,78 vezes maior do que a do sexo feminino (58,50
óbitos/100.000 mulheres) e observaram-se as maiores taxas padronizadas nos homens em todo o período analisado. Em ambos os sexos, as menores taxas de mortalidade padronizadas ocorreram no ano de 2009 (50,12 óbitos por 100.000 mulheres e 89,23 óbitos/100.000 homens) e as maiores em 1988 (68,27 óbitos/100.000 mulheres e 123,93 óbitos/100.000 homens).
As maiores taxas de mortalidade foram observadas na população a partir dos 60 anos, em ambos os sexos, sendo superiores no sexo masculino. Salienta-se que foram observadas redução nas taxas de mortalidade em todas as faixas etárias, nos dois sexos, a partir do período de 1990-1994 (Figura 1).
No entanto, a análise da tendência de mortalidade nas três décadas, por meio da regressão de Poisson, indicou ascendência na evolução da mortalidade por IAM nas três décadas estudadas, tanto no sexo masculino quanto no feminino. Destaca-se que, apesar da tendência ascendente, verificou-se redução nas taxas e no risco de morte no decorrer das três décadas em ambos os sexos. No sexo feminino, na década de 1980 houve um aumento de 0,22% nas taxas de mortalidade, enquanto que na década de 1990 o aumento nas taxas correspondeu a 0,06% e na década de 2000 a 0,05%. No sexo masculino, o aumento na evolução das taxas foi inferior ao observado no sexo feminino, correspondendo a 0,08% na década de 1980, 0,06% na de 1990 e 0,05% na década de 2000 (Tabela 1).
Em relação à tendência de mortalidade não se evidenciou um padrão entre faixa etária, sexo e período analisado. Observou-se ascendência ao longo das décadas. Na década de 1980, as mulheres apresentaram predominância de tendência ascendente a partir da faixa etária de 40 a 44 anos, exceto no grupo etário de 65 a 69 anos. Enquanto que nos homens predominou-se a estabilidade nas taxas, com exceção do grupo de 30 a 34 anos e 55 a 59 até 65 a 69 anos que mostraram tendência ascendente.
Figura 1. Taxa de mortalidade por infarto agudo do miocárdio, segundo sexo, período de ocorrência pela faixa etária, Brasil, 1980 a 2009.
Na década seguinte, destaca-se a predominância de perfil descendente nos homens, somente nos grupos etários de 20 a 24 anos. No entanto, evidenciou-se estabilidade na
tendência de mortalidade nas seguintes faixas etárias: 40 a 44 até 50 a 54 e 75 a 79 anos. Contraditoriamente, no sexo feminino, sobressaiu-se o padrão estacionário, com exceção da tendência ascendente entre 35 a 39 anos e descendente nas seguintes faixas etárias 65 a 69, 75 a 79 e 80 ou mais anos. Nos anos 2000, as taxas globais apresentaram o menor crescimento em relação às demais décadas, e destaca-se a grande quantidade de grupos etários com perfil de redução da mortalidade (Tabela 1).
Tabela 1. Tendência de mortalidade por infarto agudo do miocárdio, segundo sexo, e década, no Brasil, no período de 1980 a 2009.
Feminino (1980-1989) Feminino (1990-1999) Feminino (2000-2009) Faixa etária RR* IC95% Faixa etária RR IC95% Faixa etária RR IC95% 20-24 0.99 7 0.960-1.04 20-24 0.98 2 0.943-1;023 20-24 1.05 0 1.003-1.094 25-29 0.98 8 0.963- 1.014 25-29 0.99 6 0.970-1.030 25-29 1.00 2 0.972-1.032 30-34 1.01 1 0.992- 1.030 30-34 0.99 3 0.997-1.004 30-34 0.99 0 0.970-1.009 35-39 0.99 8 0.984-1.012 35-39 1.08 0 1.008-1.030 35-39 0.98 0 0.966-0.993 40-44 1.01 9 1.008- 1.030 40-44 1.00 6 0.995-1.020 40-44 1.00 4 0.997-1.010 45-49 1.01 5 1.006-1.030 45-49 0.99 4 0.986-1.003 45-49 0.97 6 0.969-0.983 50-54 1.01 7 1.009-1.030 50-54 1.00 2 0.994-1.009 50-54 0.98 4 0.974-0.989 55-59 1.02 1 1.014- 1.030 55-59 0.99 8 0.992-1.005 55-59 0.98 2 0.970-0.990 60-64 1.01 6 1.010- 1.022 60-64 0.99 9 0.994-1.005 60-64 0.98 7 0.982-0.992 65-69 0.99 9 0.994- 1.004 65-69 0.99 2 0.991-0.997 65-69 0.98 4 0.980-0.999 70-74 1.00 7 1.001- 1.0130 70-74 0.99 8 0.993-1.002 70-74 0.98 5 0.981-0.989 75-79 1.00 9 1.004-1.0142 75-79 0.97 0 0.942-0.996 75-79 0.99 4 0.990-0.998 80 ou mais 1.01 1 1.0007-1.0160 80 ou mais 0.96 0 0.920-0.994 80 ou mais 1.02 4 1.021-1.027 Total 1.02 2 1.024-1.096 Total 1.00 6 1.005-1.009 Total 1.00 5 1.004-1.006 Masculino (1980-1989) Masculino (1990-1999) Masculino(2000-2009)
etária etária etária 20-24 0.99 0.962-1.130 20-24 0.99 0.970-1.021 20-24 1.02 0.988-1.043 25-29 1.00 0.981-1.014 25-29 0.97 0.960-0.991 25-29 1.02 0.993-1.040 30-34 1.01 1.0005-1.024 30-34 0.97 0.962-0.985 30-34 1.01 0.999-1.030 35-39 1.01 0.998-1.016 35-39 0.98 0.966-0.982 35-39 0.99 0.983-1.002 40-44 1.00 0.995-1.009 40-44 1.00 0.981-1.002 40-44 0.98 0.972-0.984 45-49 1.00 0.994-1.005 45-49 1.00 0.990-1.001 45-49 0.98 0.971-0.984 50-54 1.00 0.993-1.003 50-54 1.00 0.992-1.001 50-54 0.98 0.970-0.980 55-59 1.01 1.003-1.001 55-59 0.99 0.981-0.990 55-59 0.99 0.984-0.992 60-64 1.01 1.009-1.012 60-64 0.99 0.983-0.992 60-64 0.99 0.986-0.994 65-69 1.01 1.003-1.011 65-69 0.99 0.983-0.991 65-69 0.99 0.991-0.998 70-74 1.00 0.992-1.007 70-74 0.99 0.990-0.998 70-74 0.99 0.991-0.994 75-79 1.01 1.0004-1.100 75-79 1.00 0.994-1.003 75-79 1.00 0.991-0.999 80 ou mais 1.00 0.995-1005 80 ou mais 0.99 0.987-0.995 80 ou mais 1.00 1.038-1.04 Total 1.00 8 1.006-1.009 Total 1.00 6 1.005-1.007 Total 1.00 5 1.004-1.006 *RR - Risco relativo
A análise da mortalidade por IAM segundo coorte de nascimento e faixa etária, em ambos os sexos, evidenciou perfil de redução em indivíduos nascidos após a década de 1930, apresentando valores inferiores a 100,0 óbitos por 100.000 a partir da faixa etária de 55 a 59 anos em mulheres, e menores que 300,0 óbitos por 100.000 nos homens (Figura 2).
A análise dos efeitos da idade (A), período (P) e coorte (C) de nascimento apresentou como modelo que melhor se ajustou aos dados o modelo completo APC (p <0,0001), quando comparado ao modelo apenas com a idade, idade-coorte de nascimento, idade-período e o idade-drift (Tabela 2).
Tabela 2. Ajustes para os modelos do efeito idade-período-coorte, para a mortalidade por infarto agudo do miocárdio, segundo sexo, Brasil, no período de 1980 a 2009.
Sexo feminino
Modelo Graus de liberdade Deviance Pr(>Chi)
Idade 73 7473.7 Idade-Drift* 72 2737.8 < 0,0001 Idade-Coorte 68 1984.4 < 0,0001 Idade-Período-Coorte 65 1652.7 < 0,0001 Idade-Período 69 2256.3 < 0,0001 Idade-Drift† 72 2737.8 < 0,0001 Sexo Masculino
Modelo Graus de liberdade Deviance Pr(>Chi)
Idade 72 14753.2 Idade-Drift* 71 3386.6 < 0,0001 Idade-Coorte 67 1225.2 < 0,0001 Idade-Período-Coorte 64 816.1 < 0,0001 Idade-Período 68 2916.2 < 0,0001 Idade-Drift† 71 3386.6 < 0,0001
* Tendência linear do logaritmo das taxas específicas de idade ao longo do tempo é igual à soma das inclinações do período e da coorte (βL + γL) onde βL e γL são a tendência linear para
o período e a coorte, respectivamente;
†
Tendência longitudinal da idade é igual à soma da idade e da inclinação do período, onde e são a tendência linear da idade e do período, respectivamente.
No tocante ao efeito da idade, verificou-se aumento progressivo das taxas de mortalidade com o avançar da faixa etária (Figura 3).
Adicionalmente, evidenciou-se efeito protetor (RT<1) apenas no sexo feminino, quando comparado ao período de referência 1990-1994, enquanto que, no sexo masculino há efeito de risco, a partir do período de 1980 a 1984, sendo que o maior risco apresentado foi no período de 1985 a 1989 (RT=1,06; IC95% 1,05-1,07), havendo redução desses valores progressivamente, atingindo o menor valor no período de 2005 a 2009 (RT= 1,01; IC95% 1,001-1,030), contudo, ainda apresenta efeito de risco (Figura 3).
Figura 2. Taxa de mortalidade por infarto agudo do miocárdio, segundo sexo, coorte de nascimento por faixa etária, Brasil, 1980 a 2009.
Figura 3. (A) Resultado do efeito do período e coorte de nascimento na mortalidade por infarto agudo do miocárdio, segundo sexo, Brasil, 1980 a 2009. (B) Resultado do efeito da idade na mortalidade por infarto agudo do miocárdio, segundo sexo, Brasil, 1980 a 2009.
Em relação às coortes de nascimento em ambos os sexos, verificou-se redução progressiva do risco de morrer por IAM, comparada com a coorte de referência 1935-1939, desde a coorte inicial, apresentando efeito de proteção para os indivíduos nascidos a partir da década de 1940 (Figura 3).
Nos homens, a razão de taxas na coorte de 1895 a 1899 era de 1,41 (IC95% 1,39-1,43), passando para 0,93 (IC95% 1,39-1,43) nos nascidos entre 1940 a 1944, atingindo o menor valor entre 1985-1989 (RT=0,94; IC95%0,29-0,32). Padrão semelhante foi observado entre as mulheres, sendo os valores de RT respectivamente: 1,36 (IC95% 1,34-1,39), 0,97 (IC95% 0,96-0,98) e 0,41 (IC95% 0,39-0,43) (Figura 3).
Discussão
O presente estudo evidenciou tendência ascendente da mortalidade por IAM, em ambos os sexos, nas três décadas analisadas. Ademais, observaram-se maiores taxas no sexo masculino em relação ao sexo feminino e aumento progressivo das mesmas a partir da faixa etária de 50-54 anos.
Em relação ao efeito de período, salienta-se efeito de proteção nas mulheres, sobretudo nos anos 2000 e destaca-se a redução progressiva do risco de morrer nas coortes de nascimento a partir da década de 1940 em ambos os sexos, quando comparadas à coorte de referência.
As alterações na evolução das taxas de mortalidade refletem mudanças na exposição aos fatores de risco (ambientais e de estilo de vida), bem como melhorias no diagnóstico, tratamento, verificação e certificação dos óbitos. Tais modificações podem ocorrer de maneira desigual, o que pode explicar as diferenças na evolução das taxas de mortalidade entre os sexos evidenciadas no presente estudo.
Em relação ao efeito da idade, os nossos resultados vão ao encontro dos achados de outros estudos brasileiros18,19 e daqueles desenvolvidos na Austrália20, Japão21, China22, Hong Kong23, Coréia do Sul24, Inglaterra e País de Gales25, nos quais verificou-se aumento progressivo das taxas de mortalidade com o avançar da idade, em ambos os sexos, sobretudo em indivíduos acima dos 50 anos de idade.
Tal realidade é esperada, por tratar-se de uma doença crônico-degenerativa, que está diretamente relacionada ao acúmulo de exposição aos fatores de risco ao longo da vida, aumentando a incidência nas faixas etárias mais avançadas. As medidas terapêuticas também contribuem para esse perfil, na medida em que idosos tendem a receber tratamento menos intensivos para IAM do que os indivíduos mais jovens19.
Corroborando os achados de outros estudos1,7,8,13,16-19,26, a magnitude das taxas de mortalidade em nosso estudo foi maior nos homens do que nas mulheres, sendo cerca de 1,78 vezes maior.
Essa diferença entre os sexos também foi observada no risco de morte em relação ao efeito de período, pois nos homens, diferentemente do que foi evidenciado no sexo feminino, não se observou efeito de proteção no risco de morrer por IAM nos períodos estudados em relação ao período de referência.
Tal realidade pode ser devido à exposição desigual aos fatores de risco nos dois sexos aos fatores de risco conhecidos para a referida doença. Ademais, pode relacionar-se ao fato das mulheres apresentarem mais cuidado com a saúde do que os homens3,4.
No tocante à tendência de mortalidade nas três décadas analisadas, nos dois sexos, verificou-se tendência ascendente nas taxas, com redução na magnitude desse aumento no decorrer no período de estudo.
Esses resultados discordam dos observados nos países da Europa Ocidental27, Estados Unidos28, Austrália15, Japão16, Coréia do Sul19 e Hong Kong18, nos quais se verificou uma
epidemia de adoecimento e morte por doenças cardiovasculares até meados da década de 1960, momento a partir do qual iniciou-se a redução nas taxas de mortalidade. No entanto, são semelhantes aos observados na Rússia, nos países da Europa Oriental e Ásia Central22.
Acredita-se que o decréscimo nas taxas, observado nos países desenvolvidos, seja fruto do diagnóstico precoce, da qualidade do atendimento pré-hospitalar, protocolos de atendimento, disponibilidade de leitos de terapia intensiva e equipe de saúde especializada para o tratamento do IAM. Assim como a identificação dos fatores de risco relacionados às doenças cardiovasculares, possibilitando a implementação de medidas para a sua prevenção e controle, que ocorreu de maneira incipiente nos países em desenvolvimento, é outra explicação possível.
Dessa maneira, a marcante iniquidade entre as diferentes regiões do mundo, países desenvolvidos e em desenvolvimento, quanto ao acesso aos serviços de diagnóstico e tratamento do IAM, podem influenciar grandemente a evolução das taxas de mortalidade por esta doença4,27-30.
Os riscos de morte de acordo com as coortes de nascimento são similares em ambos os sexos, pois sinalizam efeito de proteção (RT<1) para as coortes mais jovens, nascidas a partir da década de 1940, quando comparado à coorte de referência 1935-1939. Resultados semelhantes foram encontrados em estudos desenvolvidos na AustráliaErro! Indicador não definido., JapãoErro! Indicador não definido., Hong KongErro! Indicador não definido. e Coréia do Sul19.
Acredita-se que esses achados na mortalidade por IAM, no Brasil, segundo os sexos, apresentados no presente estudo, sejam decorrentes da interação entre o efeito de período promovido pelo acesso aos serviços de saúde, implantação do sistema de saúde universal (Sistema Único de Saúde - SUS), bem como avanços na terapêutica para essa doença, que permitiu a redução no risco de morte para as coortes mais jovens, mesmo estas estando mais
expostas aos fatores de risco (transição nutricional, redução na prática de atividade física entre outras).
O SUS, apesar de suas limitações, aumentou o acesso da população brasileira a serviços médicos e a remédios, sobretudo, para o controle da hipertensão e do diabetes, no qual a atenção básica desempenha um papel muito importante por meio do programa HIPERDIA, que foi instituído no ano de 2001, com vistas a tratar e acompanhar os usuários atendidos em nível ambulatorial31.
Entretanto, apesar da redução de mortalidade por IAM, nas décadas de 1980 e 1990, as tendências brasileiras ainda permaneceram crescentes na última década. Esse dado sinaliza para deficiências importantes na prevenção e controle das doenças cardiovasculares, sobretudo, a hipertensão arterial, bem como na assistência ao indivíduo após a ocorrência do infarto.
Para Pinho e Pierin32 o controle da hipertensão arterial sistêmica no Brasil é considerado baixo, no entanto dados de abrangência nacional são desconhecidos. Estudo de revisão de literatura identificou uma prevalência de controle que variou de 10,0 a 57,6%. Destaca-se que se evidenciou baixa prevalência de controle mesmo entre os usuários assistidos pela Estratégia de Saúde da Família (ESF)25. Tais resultados são preocupantes, pois a hipertensão arterial não controlada é um dos principais fatores associados ao infarto agudo do miocárdio.
Estudo realizado em Ribeirão Preto, com intuito de identificar as causas de óbitos dos usuários hipertensos de uma unidade pública de saúde, evidenciou que as causas mais frequentes nessa população estavam relacionadas às doenças do aparelho circulatório, destacando-se IAM (12,9%); insuficiência cardíaca congestiva (4,5%); acidente vascular encefálico (4,5%); choque cardiogênico (5,8%); insuficiência respiratória (3,2%) e (2,0%) flutter-fibrilação ventricular33.
Além disso, pesquisa realizada em uma coorte de adultos acima de 20 anos na cidade do Rio de Janeiro apontou um risco de doenças cardiovasculares de 6,1 vezes maior em indivíduos com hipertensão descontrolada quando comparado aos não hipertensos e 2,7 vezes maior para pacientes com a hipertensão não controlada quando comparado aos pacientes controlados34.
Adicionalmente às limitações observadas na prevenção primária das doenças cardiovasculares, é importante destacar a necessidade da organização da linha de cuidado para IAM, a qual consiste em uma rede estruturada de assistência desde a atenção pré-hospitalar até o atendimento em terapia intensiva35,36.
Nesse sentido, os resultados desse estudo apontam para a necessidade da urgente correção das deficiências na prevenção e controle do IAM desde as ações de promoção à saúde até o atendimento pré-hospitalar, tanto no nível secundário quanto no terciário.
A principal contribuição desse estudo foi analisar o efeito da idade-período e coorte de nascimento na mortalidade por IAM, já que a maioria dos manuscritos avalia somente o efeito da idade e período de óbito, não avaliando o efeito da coorte de nascimento, um importante fator para o entendimento da evolução das taxas de incidência e mortalidade das doenças.
No entanto, há limitações que precisam ser consideradas, entre elas a falta de séries históricas de prevalência dos fatores de risco, que poderiam auxiliar na análise das mudanças observadas.
Ademais, este é um estudo ecológico em nível populacional, podendo ser encontradas diferenças intra-regionais, por ser o Brasil um país de dimensão continental. Também se deve considerar os problemas relacionados à cobertura (subnotificação) e qualidade dos registros dos óbitos, com grande proporção de registros ainda classificados como causa mal definida, sobretudo, nas regiões Norte e Nordeste, nas décadas de 1980 e 1990.
Contudo, nas últimas décadas observaram-se melhorias no sistema de informação sobre mortalidade em nosso país.
Ainda, é importante destacar as limitações relacionadas aos modelos APC, pois os mesmos ainda se encontram em desenvolvimento e não há consenso na literatura sobre a melhor metodologia para corrigir o problema de não identificação e estimação do modelo completo. Assim, os achados variam conforme as suposições utilizadas na construção dos modelos9,10,15,16.
Conclusão
O presente estudo evidenciou redução de risco de morte por IAM, na década de 2000, para mulheres, e para indivíduos nascidos a partir da década de 1940, em ambos os sexos. No entanto,a taxa de mortalidade permaneceu ascendente nas últimas três décadas, bem como as taxas brasileiras são muito altas quando comparadas aos países desenvolvidos. Dessa maneira, é urgente intensificar esforços para melhorar a prevenção e o controle dos fatores de risco para essa doença, bem como o acesso aos serviços de saúde, desde a atenção primária até a terciária.
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