1 Mortalidade por Doença de Chagas no Brasil: análise bayesiana do efeito da idade-período e coorte de nascimento
Taynãna César Simões1,Laiane Félix Borges2,Auzenda Conceição Parreira de Assis2,Maria Vitórias Silva2,Juliano dos Santos3, Karina Cardoso Meira2
Resumo
Introdução: A doença de Chagas (DC) é uma infecção parasitária crônica causada pelo Trypanosoma cruzi, sendo uma zoonose complexa que inclui numerosos vertebrados como reservatórios e insetos triatomíneos como vetores. Essa doença é de grande interesse para a saúde pública por ser evitável, e ter complicações graves. Objetivos: Analisar o efeito da idade-período e coorte de nascimento (APC) na evolução da mortalidade por DC no Brasil, segundo sexo e regiões, no período de 1980 a 2014. Metodologia: Os registros de óbito foram extraídos do Sistema de Informação sobre Mortalidade (SIM/DATASUS), e os dados populacionais obtidos junto ao Instituto Brasileiro de Estatística e Geografia (IBGE). Corrigiram-se os óbitos por DC, por meio da redistribuição proporcional por causa mal definida, idade e sexo ignorados. Posteriormente, calcularam-se taxas brutas e padronizadas pelo método direto, tendo como padrão a população brasileira do Censo de 2010. Modelos APC foram estimados sob o enfoque bayesiano, considerando os efeitos temporais e termos aleatórios não estruturados. O método determinístico INLA (Integrated Nested Laplace Approximations) foi utilizado na inferência dos parâmetros, através do software R. Resultados: Verificou-se que os efeitos temporais sobre a mortalidade variaram segundo sexo e regiões geográficas. Em geral, houve tendência crescente do óbito por DC com o avançar da idade, com o maior risco sendo observado na faixa etária de 50-54 a 60-64 anos. Homens morreram, em média, cinco anos mais jovens que as mulheres. As taxas de mortalidade em todo o período analisado foram superiores nas regiões Centro-Oeste, Sul e Sudeste, no entanto, houve redução do risco de morte nos anos 2000. Enquanto que, a região Nordeste teve efeito nulo e estável, e a região Norte mostrou tendência crescente no risco de óbito, porém significativo apenas entre 1995-1999. Em todas as regiões, o risco de óbito mostrou redução progressiva para as coortes nascidas a partir da década de 1960. Conclusão: Os achados do presente estudo sugerem que os efeitos na idade e coorte de nascimento sejam resultado de um efeito de período promovido pelo Programa de Controle da DC, ampliação do acesso à assistência à saúde após a implantação do SUS, alterações na dinâmica populacional brasileira (migração rural-urbana entre 1950-1960) que associadas, diminuíram a exposição da população à infecção pelo T.cruzi.
Palavras–Chaves: Doença de Chagas. Tendência temporal. Modelos bayesianos idade-período-coorte de nascimento. INLA. Doenças Negligenciadas.
1Instituto de Pesquisa René Rachou da Fundação Oswaldo Cruz,2Escola de Saúde da Universidade Federal do Rio Grande do Norte, 3 Instituto Nacional do Câncer
2 Introdução
A Doença de Chagas (DC) é uma infecção parasitária crônica causada pelo protozoário Trypanosoma cruzi, considerada uma doença tropical negligenciada, com maior incidência e prevalência em populações de alta vulnerabilidade social, gerando significativo impacto socioeconômico devido à mortalidade precoce, perda de anos de vida por incapacidade e altos custos em assistência médica e previdenciária (SHIANAI-YASUDA; CARVALHO, 2012).
Estima-se que mundialmente haja entre 6 a 7 milhões de pessoas infectadas pelo T. cruzi, e 80-95% destes residem na América Latina, onde mais de 70 milhões de pessoas estão sob risco de se infectar e 12.000 morrem anualmente (WHO, 2015). Não obstante, o importante papel desta doença na América Latina, medidas de prevenção e controle são necessárias em países da Europa e América do Norte devido aos processos migratórios de indivíduos provenientes de áreas endêmicas da América Latina, aumentando o risco de transmissão da infecção, especialmente, por meio da transfusão sanguínea, doação de órgãos e transmissão vertical (SCHMUNIS; YADON, 2010; CONNERS et al., 2016).
No Brasil, estima-se que de 1 a 4,6 milhões de pessoas estejam infectadas por este parasita, e apesar dos avanços na prevenção e controle nos últimos 40 anos, ainda existem cerca de 6.000 mortes por ano (COURA; VINÃS, 2010; MARTINS-MELO et al., 2013). No período de 1999 a 2007, a DC representou 76,7% das mortes por doenças tropicais negligenciadas, ou seja, 3,37 mortes/100.000 habitantes (COSTA, 2017), refletindo o perfil de transição epidemiológica vivenciado no país, resultando na sobreposição de doenças e agravos não transmissíveis, com doenças transmissíveis emergentes e reemergentes.
Nas últimas décadas tem-se observado uma tendência descendente da mortalidade por DC no Brasil, no entanto, a evolução das taxas de mortalidade entre as regiões brasileiras é heterogênea. As maiores taxas de mortalidade em todos os estudos são verificadas nas regiões Centro-Oeste, Sudeste e Sul, áreas de alta endemecidade para DC no passado, e que receberam alto fluxo migratório de indivíduos provenientes de regiões endêmicas na década de 1950 e 1960,
(LIMA-3 COSTA et al., 2004; DRUMMOND; MARCOPITO, 2006; BRAZ et al., 2011; MARTINS-MELO et al., 2012a, 2012b, 2012c; NÓBREGA et al., 2014). Em contrapartida, as regiões Norte e Nordeste apresentam as menores taxas de mortalidade por essa doença e tendência de mortalidade ascendente ou estacionária a depender do período analisado (LIMA-COSTA et al., 2004; DRUMMOND; MARCOPITO, 2006; BRAZ et al., 2011; MARTINS-MELO et al., 2012a; NÓBREGA et al., 2014). Estes estudos, também indicam maiores taxas de mortalidade em homens, na faixa etária acima de 60 anos com complicação cardíaca. Destaca-se que mais de 90% dos óbitos por DC ocorrem na fase crônica da doença, e indicam a infecção pelo T.cruzi no passado, pois os sinais e sintomas da doença podem levar de 10 a 30 anos para surgirem (LIMA-COSTA et al., 2004; DRUMMOND; MARCOPITO, 2006; BRAZ et al., 2011; MARTINS-MELO et al., 2012a; NÓBREGA et al., 2014).
Os trabalhos que analisaram a mortalidade por DC no Brasil nos últimos 15 anos, foram de grande importância para a vigilância em saúde no que diz respeito ao entendimento da carga de mortalidade associada à doença e seu perfil epidemiológico (LIMA-COSTA et al., 2004; DRUMMOND; MARCOPITO, 2006; BRAZ et al., 2011; MARTINS-MELO et al., 2012a, 2012b, 2012c; NÓBREGA et al., 2014). No entanto, a maioria desses estudos não considera a possível influência da coorte de nascimento na evolução das taxas de mortalidade. Além disso, outros estudos que avaliaram as taxas de mortalidade considerando a coorte de nascimento, o fizeram de forma meramente exploratória, sem considerar modelos probabilísticos (LIMA-COSTA et al., 2002; SANTO, 2009).
Considerando a possível influência dos efeitos da idade, período e coorte na evolução de um evento de interesse, modelos probabilísticos podem ser utilizados para estimá-los (modelos APC), destacando a direção e a importância de cada termo. Além disso, através desta análise hipóteses podem ser geradas a respeito dos fatores de risco e proteção associados à tendência da mortalidade e/ou incidência da doença ou agravo à saúde em estudo (HOLFORD, 1991). Desta forma, o objetivo deste estudo foi analisar a evolução temporal da mortalidade por DC no Brasil, de acordo com os efeitos da idade, período e coorte de nascimento, por sexo e grandes regiões do país, nos últimos trinta e cinco anos.
4 Metodologia
Trata-se de um estudo ecológico de tendência temporal das taxas de mortalidade por DC no Brasil. Os registros anuais de óbitos, segundo sexo e regiões geográficas brasileiras, específicos para as faixas etárias de 0-4 a 80 e mais anos, foram extraídos do Sistema de Informação sobre Mortalidade do Departamento de Informática do SUS (SIM/DATASUS), do Ministério da Saúde do Brasil, para o período de 1980 a 2014 (DATASUS, 2017). As categorias selecionadas no SIM foram Tripanossomíase – códigos 086 (CID-9) e B57 (CID-10). Os dados populacionais foram obtidos no DATASUS, com base nos censos populacionais de 1980, 1991, 2000 e 2010. As populações referentes aos anos intercensitários foram tomadas como as projeções estimadas pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE).
A fim de corrigir os problemas da má qualidade da informação dos registros de óbito disponibilizados no SIM/DATASUS, realizou-se a correção dos registros, em três etapas: (1) redistribuição proporcional dos registros de óbito classificados com idade ignorada; (2) redistribuição proporcional dos registros de óbito classificados com sexo ignorado ;(3) redistribuição dos óbitos classificados como causa mal definida entre os óbitos com causa natural conhecida (SOARES; GONÇALVES et al., 2012).
Após a correção dos óbitos segundo sexo e região geográfica no período em estudo, foram calculadas taxas de mortalidade por DC, segundo sexo, faixa etária e região geográfica por 100.000 habitantes, e padronizadas pela população brasileira do Censo de 2010. Calcularam-se taxas médias quinquenais brutas e padronizadas como um todo.
Destaca-se que para as análises do efeito APC optou-se por utilizar faixas etárias e períodos de observação agrupados em intervalos de cinco anos, com faixas etárias a partir dos 20-24 anos, devido ao excesso de zeros nas faixas etárias menores de 20 anos, totalizando 13 faixas etárias, 7 períodos de tempo, e 19 coortes de nascimento (1900 a 1990).
Como estratégia de modelagem, primeiramente foi ajustado um modelo APC bayesiano univariado a fim de estimar os efeitos temporais globais sobre o risco de
5 óbito por DC no país (KNORR-HELD; RAINER, 2001). Posteriormente, foram ajustados modelos multivariados (RIEBLER; HELD, 2012), em que yijg e nijg são o número de óbitos e o número de pessoas em risco no grupo etário 𝑖 = 1, … ,13, período 𝑗 = 1, … ,7, e sexo/região 𝑔, respectivamente. Considerando os efeitos de período constantes, tem-se como um exemplo de modelo:
yijg~Poisson (nijgexp(εijg)) εijg = μg+ αig+ βj+ γkg+ zij
(1)
sendo, μg a média global específica por sexo ou região 𝑔, αig o efeito do grupo etário
𝑖 para o sexo ou região 𝑔, βj o efeito de período, γkg o efeito da coorte de nascimento 𝑘 pra o sexo ou região 𝑔, e zij~N(0, δ−1) os efeitos aleatórios para ajustar para
superdispersão (variabilidade extra). Estes termos foram adicionados, dado que a inclusão de informação apropriada de covariáveis e termos de efeitos aleatórios no modelo APC melhora as predições (KNORR-HELD; RAINER, 2001). Os demais modelos propostos neste trabalho são variações do modelo (1).
Para assegurar identificabilidade do intercepto μ, tem-se a restrição ∑Ii=1αi = ∑Jj=1βj = ∑Kk=1γk= 0, para cada categoria de sexo ou região 𝑔. No entanto,
devido à relação linear entre as variáveis temporais, K = I − i + j, os efeitos de idade, período e coorte são ainda não identificáveis. E assim, prioris de suavização gaussianas independentes são usadas para os efeitos principais (primeiras ou segundas diferenças) e uma priori uniforme é atribuída a 𝜇. A não identificabilidade dos parâmetros latentes permanece, mas não requer restrições adicionais como nos modelos clássicos. Os efeitos temporais têm como prioris, passeios aleatórios de primeira ordem (RW1), que penalizam desvios de um modelo onde todos os parâmetros são constantes (𝛼1 = ⋯ = 𝛼𝐼, 𝑖 = 2, … , 𝐼):
𝑅𝑊1: 𝛼𝑖~𝑁(𝛼𝑖−1, 𝜅−1) (2)
Sendo 𝜅 o parâmetro de suavização (precisão) para os efeitos de idade, período e coorte, respectivamente. Neste estudo, foram atribuídas prioris não
6 informativas aos parâmetros de precisão (𝐺(1,0.00005)), e prioris uniformes independentes a 𝛼1 e 𝛼2.
Na inferência dos parâmetros, o método INLA (Integrated Nested Laplace Approximations) foi utilizado como uma alternativa ao MCMC (Monte Carlo via cadeias de Markov) com base em modelos Gaussianos latentes (RUE et al., 2009). Termos aleatórios não estruturados foram testados sobre a superdispersão dos dados. A comparação entre os modelos foi realizada pelo Critério de Informação Deviance (DIC) e o logarítmico escore (log-score), sendo ambos negativamente orientados, no sentido que quanto menores são seus valores, melhor é o ajuste do modelo (GNEITING; RAFTERY, 2007). As análises foram feitas no software estatístico R, com os pacotes inla e bapc (R Core Team, 2017).
Resultados e Discussão
No período de 1980 a 2014, 178.823 registros de óbitos foram classificados como causa básica de óbito DC no Brasil, considerando indivíduos na faixa etária de 0 a 80 ou mais anos, representando uma taxa média ajustada anual de 3,85 óbitos/100.000 habitantes. Após o processo de correção por causas mal definidas, sexo e idade ignorados houve aumento de 27,0% no número de óbitos por DC (227.094), correspondendo a uma taxa ajustada média de 4,85 óbitos/100.000 habitantes. As maiores taxas de mortalidade médias padronizadas anuais foram verificadas no sexo masculino (6,08 óbitos/100.000 homens), regiões Centro-Oeste (20,02 óbitos/100.000 habitantes) e Sudeste (5,66 óbitos/100.000 habitantes), perfil que foi mantido em todos os quinquênios analisados. A região Norte apresentou as menores taxas de mortalidade em todo o período, contudo verificou-se aumento de 33,3% nas taxas quando se compara o primeiro (0,72 óbitos/100.000 habitantes) e último (0,96 óbitos/100.000 habitantes) períodos da série histórica. As demais localidades apresentaram redução expressiva nas taxas de mortalidade ao comparar os mesmos quinquênios. No Brasil a queda foi de 75,0%, na região Centro-Oeste de 83,0%, na Sul de 67,8%, na Sudeste de 76,1%, e na Nordeste de 49,0%.
A evolução das taxas segundo os efeitos temporais apresenta padrão heterogêneo nas regiões geográficas, com as maiores taxas médias em todos os efeitos (idade, período e coorte de nascimento) na região Centro-Oeste e as menores na região Norte (Figura 1). Em todas as regiões, observou-se redução constante nas
7 taxas de mortalidade a partir do período de 1995-1999, com exceção da região Norte que apresentou a maior taxa média quinquenal no período de 1995-1999 (2,08 óbitos/100.000 habitantes), momento a partir do qual há redução, seguida de estabilidade. Destaca-se ainda, que em todas as regiões geográficas houve redução importante nas taxas de mortalidade nas coortes de nascimento a partir da década de 1960 (Figura 1).
Segundo o modelo APC univariado estimado para o Brasil, os riscos de morte por DC segundo a idade, variou de 0,37 a 1,85, e ter idade entre 20 a 29 anos representou menor risco estimado de morrer (Risco estimado <1), em contrapartida a ter idade entre 50 a 64 anos apresentou o maior risco para o óbito por essa patologia (Figuras 2a-b). O risco de morte segundo período variou de 0,81 a 1,42, evidenciando menor risco para os períodos de 1995-1999 e de 2000-2004. Nos períodos seguintes houve aumento do risco (Risco estimado >1), embora o mesmo não tenha sido estatisticamente significativo (Figuras 2c-d). O efeito segundo as coortes de nascimento apontou um risco que variou de 0,01 a 13,6, sendo esse maior entre as coortes mais antigas, e menor que um (Risco estimado <1) para pessoas nascidas a partir de 1955 (Figuras 2e-f).
Entre os modelos multivariados segundo sexo, o modelo de melhor ajuste foi o que considerou o efeito da idade e período variando segundo sexo (Figura 3). As estimativas evidenciaram que as mulheres mantêm menor risco de morte por 5 anos a mais do que os homens, pois no sexo masculino o risco é menor que 1 até os 24 anos e no feminino até os 29 anos. Além disso, homens apresentam risco positivo (Risco estimado >1) de óbito por DC a partir dos 40-44 a 55-59 anos, e mulheres a partir dos 50 anos (Figuras 3a-b). O risco de morte para ambos os sexos é alto e significativo após 2005 (Figuras 3c-d).
Considerando as regiões geográficas brasileiras, o modelo APC multivariado que melhor se ajustou aos dados foi o que considerou o efeito do período e coorte de nascimento (Figura 4). No período estudado, verificou-se redução do risco de morte por DC em todas as regiões, com exceção da região Norte que apresentava risco menor que 1 (Risco estimado <1) até o período de 1985-1989, momento a partir do qual houve aumento do risco. Este aumento só foi significativo no período de 1995-1999 (Figura 4 - primeira linha). As regiões Sul, Sudeste e Centro-Oeste
8 apresentaram perfil semelhante para o risco de morte, sendo significativo e maior que 1 no quinquênio 1990-1994 (Figura 4 - primeira linha), e apresentando redução significativa nos três quinquênios dos anos 2000 (2000 a 2014). A região Nordeste se destaca, pois, apesar de haver redução do risco de óbito na série histórica, não foi estatisticamente significativo em nenhum dos períodos, sugerindo estabilidade das taxas de mortalidade (Figura 4 - primeira linha). No que diz respeito às coortes de nascimento, o risco de morrer por DC foi significativo e maior que um para as coortes nascidas até 1955 (Centro-Oeste e Sudeste), e até 1960 para as demais regiões. Após estas coortes de nascimento, o risco de óbito mostra-se negativo (Risco estimado <1) (Figura 4 - segunda linha).
Figura 1. Taxa de mortalidade média para Doença de Chagas no Brasil, no período de 1980 a 2014, por sexo e regiões geográficas, segundo os efeitos temporais de idade (primeira linha), período (segunda linha) e coorte de nascimento (terceira linha).
9 Figura 2. Risco de óbito estimado para Doença de Chagas e intervalos de credibilidade de 95% para o efeito da idade (a-b), período (c-d) e coorte de nascimento (e-f), Brasil, 1980 a 2014.
10 Figura 3. Risco de óbito estimado para Doença de Chagas e intervalo de credibilidade (95%), variando segundo sexo, para os efeitos temporais da idade (a-b) e período (c-d), Brasil, 1980 a 2014.
11 Figura 4. Risco de óbito estimado por Doença de Chagas e intervalos de credibilidade (95%), segundo o efeito do período (primeira linha) e coorte de nascimento (segunda linha) nas regiões geográficas brasileiras, Brasil, 1980-2014.
Os principais achados deste trabalho evidenciam o impacto que a qualidade da informação dos registros de óbito pode gerar, subestimando as taxas de mortalidade por DC, tendo em vista que a correção dos óbitos por causas mal definidas, sexo e idade ignorados, promoveu um aumento acima de 20% nos óbitos por DC. Além disso, observou-se redução significativa nas taxas de mortalidade por essa patologia no Brasil, segundo sexo, e em todas as regiões geográficas quando se comparou o período de 1980-1984 ao período de 2010-2014, exceto para a região Norte que apresentou aumento superior a 30% no mesmo período. Ainda, destaca-se o aumento do risco de morte com o avançar da idade e a redução do risco nas coortes de nascimento mais jovens.
12 A tendência temporal das taxas de mortalidade e incidência por doenças e agravos à saúde refletem mudanças na estrutura etária da população, assim como, alterações na exposição aos fatores de risco e proteção estruturais e conjunturais (HOLFORD, 1991), podendo em parte explicar as diferenças observadas no perfil de mortalidade por DC nas regiões geográficas brasileiras. Desta maneira, analisar o efeito da idade-período e coorte de nascimento demonstra a importância na identificação do papel de cada um desses fatores na evolução da mortalidade por DC.
A qualidade e a cobertura dos sistemas de informação têm importante papel na vigilância da evolução da mortalidade, e sabendo-se que as disparidades regionais no acesso aos serviços de saúde interferem na certificação adequada da causa básica dos óbitos (HOLFORD,1991; RIEBLER; HELD, 2012), buscou-se neste estudo, corrigir os registros de óbito por causa mal definida, assim como, idade e sexo ignorado, com vistas a obter taxas de mortalidade mais fidedignas para a Doença de Chagas. Haja vista que se avaliou um período de 35 anos, no qual houve melhorias significativas na cobertura e redução na proporção de óbitos classificados como causa mal definida, podendo influenciar as conclusões a respeito da tendência de mortalidade por DC (SZWARCWALD et al., 2011; SOARES; GONÇALVES et al., 2012).
As disparidades na magnitude da mortalidade por DC nas regiões geográficas brasileiras representam a infecção pelo T.cruzi no passado, pois se estima que o período compreendido entre a infecção e a ocorrência do óbito possa levar de 10 a 30 anos (SANTO, 2009; BRAZ et al., 2011; MELO et al., 2012a; MARTINS-MELO et al., 2012b; NÓBREGA et al., 2014). O Sudeste e o Centro-Oeste foram reconhecidos como localidades de alta endemicidade para DC no passado, devido ao alto grau de infestação domiciliar do Triatoma infestans (SILVEIRA et al., 2011) e maior soroprevalência para a infecção pelo T.cruzi, em comparação às demais regiões geográficas (CAMARGO et al., 1984; OSTERMAYER et al., 2011). As regiões Norte e Nordeste foram consideradas áreas de baixa incidência, contudo vários estudos têm mostrado tendência de mortalidade ascendente por DC (MARTINS-MELO et al., 2012a; BRAZ et al., 2011; DRUMMOND; MARCOPITO, 2006).
Em que pese às disparidades observadas na magnitude e tendência da mortalidade nas distintas regiões geográficas brasileiras, no presente estudo, foi
13 observado aumento crescente da mortalidade com o avançar da idade a partir dos 30 anos em todas essas localidades. Resultado semelhante tem sido reportado por outros estudos, e reflete a infecção por T. cruzi no passado, tendo em vista a história natural da doença e, o sucesso do Programa de Controle da DC (PNCDh) no país, que interrompeu a transmissão vetorial da doença (T.infestans) e controlou a transmissão transfusional (LIMA-COSTA et al., 2002; DRUMOND; MARCOPITO, 2006; MARTINS MELO et al., 2012a; SANTO, 2009; NÓBREGA et al., 2014).
O aumento de pessoas idosas vivendo com DC deve-se ao bloqueio da infecção para as coortes de nascimento mais jovens, que vivem em áreas que anteriormente eram endêmicas (LIMA-COSTA et al., 2002, 2004; MARTINS-MELO et al., 2012a). Além disso, o aumento de pessoas idosas vivendo com DC é explicado pela redução da gravidade do quadro clínico da doença ocasionado pela interrupção da reinfecção, e a ampliação do acesso aos serviços de saúde com a implantação do SUS no país, especialmente, nas áreas com maior desenvolvimento socioeconômico (SANTO,2009; DIAS et al., 2016).
Esta hipótese é corroborada por um estudo realizado em área endêmica no estado de Minas Gerais (Bambuí) no ano de 1994. Neste observou-se soroprevalência igual a zero na idade até 19 anos, em contrapartida, na faixa etária acima de 60 anos a prevalência da infecção foi 37,7% (LIMA-COSTA et al., 2002), indicando a interrupção da transmissão em anos recentes. Interrupção essa que também foi confirmada para as áreas rurais brasileiras, considerando-se que a prevalência de infecção em menores de 5 anos foi 0,03% (32), sendo que em apenas 0,01% (11) das crianças, as mães não eram soropositivas, indicando transmissão vetorial (OSTERMAYER et al., 2011).
Os resultados dos modelos APC multivariados identificaram redução do risco de morte nas regiões Sul, Sudeste e Centro-Oeste no período de 2000 a 2014. Esse cenário sinaliza para o êxito do PNDCh iniciado no Brasil no ano de 1975, e intensificado entre 1983 e 1986, e aos acordos internacionais firmados com os países do Cone Sul em 1991, que controlaram a transmissão vetorial (T. infestans) e transfusional (RAMOS; CARVALHO et al., 2001; DIAS et al., 2002; MASSAD, 2008; SILVEIRA, 2011; DIAS et al. ,2016). O êxito de tais medidas foi confirmado por inquéritos entomológicos (SILVEIRA, 2011; SILVEIRA; DIAS, 2011) e inquéritos de
14 soroprevalência (CAMARGO et al., 1984; DIAS, 2000; OSTERMAYER et al., 2011). Em 2007, foram encontrados focos residuais do T. infestans apenas na Bahia e Rio Grande do Sul, com captura de somente 200 vetores dessa espécie (SILVEIRA; DIAS, 2011). No início do PNDCh, 36% do território nacional apresentava infestação domiciliar pelo T. infestans, sendo considerada endêmico para a infecção pelo T.cruzi (DIAS, 2002; RAMOS; CARVALHO et al., 2001; SILVEIRA, 2011).
O efeito do período na evolução das taxas de mortalidade na região Nordeste, mostrou-se nulo, e na Norte crescente e significativo no período de 1995-1999, com aumento não significativo nos anos 2000. O efeito do período nessas regiões podem retratar questões relacionadas à migração de pessoas de áreas de alta endemicidade para regiões de baixa endemicidade (DRUMOND; MARCOPITO, 2006), assim como, as disparidades no acesso aos serviços de saúde e capacidade desses em realizar o diagnóstico e o tratamento adequado para a DC, reduzindo a sobrevida dos pacientes (MARTINS-MELO et al., 2012a; 2012b; NÓBREGA et al., 2014).
No Nordeste e Norte do Brasil, tem sido observado aumento da DC aguda, sobretudo por transmissão oral (BRAZ et al., 2011; SHIANAI-YASUDA; CARVALHO, 2012). Contudo o perfil de evolução das taxas de mortalidade observado no presente trabalho não pode ser atribuído ao aumento da DC aguda nestas regiões, pois cerca de 90% dos óbitos analisados neste estudo, são devidos à doença na fase crônica da infecção pelo T.cruzi (RAMOS; CARVALHO et al., 2001; DIAS et al., 2002; DIAS, 2006; DIAS et al., 2016).
Ainda, o aumento da mortalidade por DC no Norte do país pode estar associado à melhora na cobertura e qualidade do SIM, associado ao aumento da vigilância devido ao aumento da DC por transmissão oral nos anos 2000, nesta região, especialmente no estado do Pará. Além disso, o fluxo migratório para esta região nos anos 70 e 80 teve um importante papel nos óbitos por DC observados, visto que mais de 80% dos óbitos na região Norte, período 1981 a 1998, ocorreram em naturais de outros estados da Federação nos quais a doença era endêmica (NÓBREGA et al., 2014; DRUMMOND; MARCOPITO, 2006).
Outra questão que merece ser discutida é o importante papel da melhora na qualidade da informação no efeito do período na evolução da mortalidade nos 35 anos estudados, devido à ampliação do acesso aos serviços de saúde após a implantação
15 do SUS (DIAS et al., 2016). Acredita-se que a expansão da assistência médica permita o diagnóstico da DC e assim, mortes que antes podiam ser classificadas como causa mal definida ou outra causa básica, passam a ter a certificação correta da causa que desencadeou os eventos que levaram à morte (RAMOS; CARVALHO et al., 2001; DIAS et al., 2002; DIAS, 2006; MASSAD, 2008; SILVEIRA, 2011; DIAS et al., 2016).
A evolução das taxas de mortalidade por DC segundo coorte de nascimento em todas as localidades analisadas apresentou perfil semelhante, com redução do risco de morte para as coortes de nascimento mais jovens, perfil que já era esperado ao se analisar o aumento progressivo dos óbitos para as faixas etárias a partir dos 60 anos. O efeito de coorte observado, também reforça o sucesso do PNDCh, pois retratam a infecção pelo T.cruzi no passado, e mostra que após as medidas de controle implementadas as gerações mais jovens foram menos expostas à infecção por esse parasito. Além do sucesso do PNDCh, o menor risco de óbito para pessoas nascidas após a década de 1960, também pode ser consequência, do processo de migração que ocorreu no Brasil, especialmente nas décadas de 50 e 60 (OJIMA; FUSCO, 2015), no qual grandes contingentes populacionais deslocaram-se de regiões rurais altamente endêmicas para a infecção pelo T. cruzi as para áreas urbanas, impedindo a reinfecção das coortes mais velhas, aumentando a sobrevida dos indivíduos previamente infectados, e reduzindo a possibilidade de infecção das gerações mais jovens (LIMA-COSTA et al., 2002; SANTO, 2009; BRAZ et al., 2011; MARTINS-MELO et al., 2012a, 2012b; NÓBREGA et al., 2014). O efeito de coorte observado no presente estudo está em consonância com os achados de outros estudos que avaliaram a mortalidade segundo coorte de nascimento, usando apenas análises exploratórias sem estimar modelos probabilísticos (LIMA-COSTA et al., 2002; SANTO, 2009).
Apesar da redução progressiva na mortalidade por DC nas regiões Centro-Oeste, Sudeste e Sul, e em coortes de nascimento mais jovens em todas as regiões, é necessário refletir que a erradicação da DC não é possível, mesmo com a eliminação da transmissão vetorial pelo T. infestans, visto que a transmissão do T.cruzi possuir um ciclo silvestre complexo e possíveis infecções acidentais ao ser humano pode continuar a ocorrer (DIAS et al., 2002; SILVEIRA et al., 2011; Silveira; Dias, 2011; DIAS et al., 2016). Segundo Silveira & Dias (2011), atualmente no Brasil existem três importantes cenários ecoepidemiológicos de transmissão do parasito, com destaque
16 para os estados da região Norte e Nordeste. Na região Nordeste, o risco de transmissão está restrito a transmissão por vetores nativos (T. pseudomaculata e T. brasiliensis), que podem se tornar domiciliados ou infestarem a região peridomiciliar. Na região Amazônica, destacam-se a importância da transmissão oral e a invasão esporádica de espécies de vetores aos domicílios (R. picpties e R. robustus). Em localidades de transição apresentam-se os dois cenários, destacando-se os estados do Tocantins, Mato Grosso e Maranhão (SILVEIRA; DIAS, 2011). Outra questão de grande importância para a vigilância e controle da DC são os processos migratórios de países endêmicos da América do Sul para o Brasil, sobressaindo-se os procedentes da Bolívia, nesse sentido, são necessárias políticas de saúde voltadas para esta população, com vistas a reduzir a transmissão vertical da doença (SILVEIRA et al., 2013).
O atual cenário da DC no Brasil aponta para a necessidade da prevenção e do controle da DC ser mantida na agenda do Ministério da Saúde, disponibilizando recursos financeiros, técnicos e humanos, para darem respostas adequadas à nova conjuntura de transmissão do T.cruzi. Destacando o papel estratégico da atenção primária, sobretudo no que diz respeito à estratégia de saúde da família. As ações da atenção primária devem priorizar a educação sanitária, com a finalidade de impedir a infestação domiciliar, estimulando a higienização das casas e identificação dos insetos suspeitos de serem triatomíneos pelos moradores (COURA; DIAS, 2009). Adicionalmente a estas medidas são essenciais ações de vigilância entomológica com visitação às habitações por agentes de saúde, controle químico e melhoria das condições habitacionais, especialmente nos três cenários ecoepidemiológicos de maior risco de infecção pelo T.cruzi (região Nordeste, Amazônica e os estados do Maranhão, Tocantins e Mato Grosso). A atenção primária também tem importante papel na prevenção secundária, ao identificar os casos suspeitos de DC aguda, para que o tratamento seja oportuno, evitando sequelas e mortes desnecessárias.
Como contrapontos deste trabalho, destaca-se o fato da qualidade e cobertura dos registros de óbito no Brasil apresentar grande disparidade entre as regiões brasileiras ao longo do período analisado. No entanto, buscou-se estimar taxas de mortalidade mais fidedignas por meio da correção dos óbitos por causas mal definidas, sexo e idade ignorados, mas, não se aplicou técnicas para corrigir a cobertura dos óbitos. Portanto, as taxas apresentadas, ainda podem não representar
17 a totalidade dos óbitos por DC no Brasil e suas regiões. Outra limitação, no que diz respeito aos registros de óbito é sobre a impossibilidade em se discriminar a mortalidade por DC segundo causa específica, pois a CID-9 não apresenta esta classificação, logo não se pode discriminar se a causa de óbito foi o comprometimento cardíaco ou gástrico. Ainda não se analisou as causas múltiplas de mortalidade, apesar de estudos terem mostrado que utilizar essa metodologia amplia o entendimento sobre a história natural da DC, especialmente em um contexto de envelhecimento das pessoas vivendo com a doença (LIMA-COSTA et al., 2002; SANTO, 2009).
Em relação ao método estatístico, destaca-se como limitação não ter sido analisada a qualidade de ajuste dos modelos retrospectivamente, por meios de validação cruzada. Em trabalhos futuros, deverão ser consideradas desigualdades em relação à variável raça/cor e entre unidades espaciais menores, como unidades federadas.
Em que pese às limitações, trata-se do primeiro estudo brasileiro que a avaliou a evolução da mortalidade por DC segundo os efeitos dos eventos temporais (APC) por meio da estimação de modelos probabilísticos sob enfoque bayesiano, identificando o risco estimado de morte segundo os termos temporais, região geográfica e sexo, podendo assim, contribuir para a melhor compreensão da mortalidade por DC no Brasil.
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