MORTALIDADE
POR DOENÇAS CRÔNICO-DEGENERATIVAS
E RELAÇÕES COM INDICADORES
SÓCIOECONÔMICOS NO BRASIL
Cézar Augusto Cerqueira1 Neir Antunes Paes2
1 INTRODUÇÃO
O estudo da mortalidade por causas reveste-se de grande importância na medida em que fornece elementos que contribuem de maneira significativa para uma melhor compreensão dos perfis de saúde de uma população, possibilitando uma definição mais racional de políticas e ações que visem melhorar suas condições de saúde. A mortalidade, que está associada a fatores de natureza biológica, re-quer, para uma melhor compreensão a incorporação de variáveis sociais e econômicas.
A mortalidade infantil ou na infância tem sido alvo de inúmeros estudos relacionando-a com fatores de natureza sócioeconô-mica e ambiental onde, em geral, é constatada a incidência de taxas elevadas em regiões mais pobres. A despeito dessa produção, o mesmo não se pode dizer a respeito da investigação da associação de fatores de risco por causas de morte com variáveis sócioeconômicas para a população em idade adulta. Por outro lado, diversos estudos têm apontado para as modificações ocorridas no padrão de mortalidade por causas, decorrentes principalmente das alterações detectadas na es-trutura etária da população, destacando-se ao lado do envelhecimento da população, um declínio na mortalidade por doenças infecciosas e parasitárias e um aumento na incidência de doenças de natureza crônico-degenerativas e das mortes violentas. Nesse sentido, os prin-1 Professor da Universidae Católica de Pe. e Univ. de Pe-UPE e pesquisador do
CNPq.
2 Professsor Ph.D. do Departamento de Estatística da UFPb e pesquisador do CNPq.
cipais objetivos deste trabalho consistem em primeiro lugar, analisar a evolução da mortalidade por doenças crônico-degenerativas, nos anos de 1980 e 1991, para a população em idade ativa (10 a 64 anos), por sexo, para as capitais brasileiras e investigar a associação das taxas de mortalidade por tais causas com alguns indicadores sociais e econômicos.
2 MATERIAL 2.1 Base de dados
Os dados obtidos, classificados por sexo, faixa etária e grupos de causas de morte, foram retirados do CD-ROM do Sistema de Informação sobre Mortalidade (SIM) – 1979-1995 do Ministério da Saúde, sendo as informações por grandes grupos de causas obtidas de acordo com a Nona revisão da Classificação Internacional de Doenças-CID. Estas causas, por sua vez, foram desagregadas por subcausas de acordo com a CID-BR do Ministério da Saúde.
Os dados da população residente por sexo e faixa etária foram retirados dos recenseamentos gerais de 1980 e 1991 e da Pesquisa Nacional sobre Assistência Médico-Sanitária de 1990-1992, ambos da FIBGE e serviram de base para a construção de indicadores demográficos e sócioeconômicos sobre as capitais brasileiras. Tais indicadores tentam refletir as condições demográficas, instrução, ha-bitação, saneamento básico e renda da população.
O período definido para o presente estudo envolveu os anos de 1980 e 1991, que também estão associados com mudanças impor-tantes no perfil de causas de morte no país. Para tanto, trabalhou-se com a média dos triênios de 1979-81 e 1990-92 a fim de minimizar possíveis flutuações aleatórias.
As causas de morte selecionadas correspondem aos
neo-plasmas malignos e as duas principais subcausas do Grupo das
Doen-ças do Aparelho Circulatório que são as doenças isquêmicas do coração
e doença cerebrovascular. Tais doenças foram responsáveis por cerca
de 32% do total de óbitos ocorridos na população em idade ativa (PIA) das capitais brasileiras no ano de 1991.
Foram selecionados para a etapa de modelagem das taxas de mortalidade os seguintes indicadores:
– Produto Interno Bruto per capita do correspondente estado (PIB) – foi utilizado como proxy do nível de desenvolvimento da capital, já que tais dados só estão disponíveis a nível de estado;
– Percentual de domicílios com esgotamento sanitário ina-dequado (ESG) – utilizado como indicador do acesso a serviços de infra-estrutura básica de saneamento; – Percentual da população economicamente ativa (1980)
ou população ocupada (1991) na indústria de transfor-mação (PEAIN) – utilizada como indicador do nível de industrialização;
– Número de estabelecimentos de saúde per capita ES-TSAU) – utilizada como indicador do acesso aos serviços de saúde;
– Taxa de analfabetismo (ANA) – utilizada como um indi-cador do nível de instrução;
– Percentual da população economicamente ativa (1980) ou ocupada (1991) do sexo feminino (PFEM) – utilizado como um indicador do grau de participação da mulher no mercado de trabalho (este último indicador utilizado apenas nos modelos para o sexo feminino).
2.2 Qualidade dos dados
O indicador utilizado para avaliar a qualidade do registro de óbitos nas capitais do Brasil é a proporção de mortes enquadradas no grupo de sintomas e afecções mal definidas (causas mal definidas), da classificação CID-BR.
Vários autores, entre eles Paes (1996) e Altman (1979), apontam para o baixo e tolerável sub-registro de óbitos nas capitais brasileiras, pelo menos desde as duas últimas décadas. Segundo clas-sificação proposta por Chackiel (1986), regiões com percentual de causas mal definidas acima de 10%, têm registro considerado inade-quado para fins estatísticos de planejamento de saúde. Tal classifica-ção é aqui utilizada para avaliar a qualidade da informaclassifica-ção acerca dos registros de óbitos segundo a causa básica e também como balizador para a seleção de capitais que farão parte do estudo. Tomando em
conta o percentual de causas mal definidas nos anos médios de 1980 e 1991 na população em idade ativa para as capitais brasileiras, ficam com qualidade comprometida as capitais: Aracaju, Cuiabá, Goiânia, João Pessoa, Manaus, Macapá, Rio Branco e Vitória que apresenta-ram, em pelo menos um dos períodos, valores superiores a 10% para o percentual de causas mal definidas. Deste modo, 18 capitais serão utilizadas nas análises posteriores referentes à mortalidade por causa básica. Das 8 capitais excluídas, 5 são das regiões Norte-Nordeste, o que é um primeiro indício da inferior qualidade dos dados em tais regiões.
3 MORTALIDADE POR DOENÇAS CRÔNICO-DEGENERATIVAS
3.1 Neoplasmas malignos
De modo geral foi verificada uma ligeira redução nas taxas de mortalidade padronizadas por neoplasmas malignos para a PIA em ambos os sexos para 1980 e para 1991 em termos de valores centrais (Gráfico 1). Os dados relativos ao sexo feminino para o ano de 1980 apresentaram duas capitais consideradas “outliers” (no gráfico assi-naladas com*), (Tuckey, 1977), que foram Boa Vista e Florianópolis com taxas bastante inferiores às demais. Observa-se, ainda, um dis-creto diferencial por sexo com taxas ligeiramente mais elevadas para o sexo feminino em termos de valores medianos.
A Tabela 1 apresenta os resultados das taxas de mortali-dade padronizadas por neoplasmas malignos. Os menores riscos de morte por doenças neoplásicas para a PIA masculina foram encontra-dos nas capitais de Boa Vista, com taxa de 2,3 por 10.000 homens em 1980, e em 1991 na Cidade de Teresina, com uma taxa de 2,9 por 10.000, enquanto os maiores riscos foram registrados na Cidade de Porto Alegre com taxas de 8,2 por 10.000 homens em 1980 e 7,64 por 10.000 em 1991. A menor taxa observada para o sexo feminino em 1980 foi da ordem de 2,0 por 10.000 mulheres em Boa Vista, enquanto a maior foi da ordem de 6,6 por 10.000 em Belém; para o ano de 1991 as taxas variaram de 3,6 por 10.000 em Teresina para 6,4 por 10.000 em São Luís.
Gráfico 1
NEOPLASMAS MALIGNOS
TAXAS DE MORTALIDADE POR SEXO – 1990-1991
MAS80 MAS91 FEM80 FEM91 2 3 4 5 6 7 8 ANO/SEX Tabela 1
TAXAS DE MORTALIDADE PADRONIZADAS POR NEOPLASMAS MALIGNOS, POR SEXO, SEGUNDO CAPITAIS SELECIONADAS – 1980-1990
(por 10.000) Capital Neoplasma maligno Masculino Feminino 1980 1991 1980 1991 Belém 6,69 4,78 6,56 5,64 Boa Vista 2,28 3,02 2,05 4,19 Porto Velho 4,63 3,54 5,43 4,24 Fortaleza 4,80 4,65 5,26 4,91 Maceió 3,96 4,14 6,29 5,31 Natal 3,96 4,22 5,52 4,37 Recife 4,59 4,78 6,14 5,84 Salvador 5,78 5,06 5,78 4,96 São Luís 3,41 5,23 5,72 6,37 Teresina 3,61 2,92 4,34 3,63 Brasília 4,46 4,34 5,63 4,66 Campo Grande 5,42 5,69 4,94 4,87 Belo Horizonte 6,19 5,94 5,42 5,03 Rio de Janeiro 7,12 6,04 5,61 5,20 São Paulo 6,29 5,63 5,09 4,84 Curitiba 7,66 6,57 6,39 5,38 Florianópolis 7,31 6,33 3,47 4,65 Porto Alegre 8,24 7,64 5,99 5,46
A maior parte das capitais (12) apresentou redução nas taxas de mortalidade por neoplasmas malignos para a PIA masculina entre 1980 e 1991, sendo as maiores quedas observadas em Belém e Porto Velho. O crescimento das taxas foi mais acentuado em São Luís e Boa Vista. Também para o sexo feminino a redução do risco de morte foi detectada na maior parte das capitais selecionadas. As maiores quedas foram observadas em Natal e Porto Velho, sendo crescentes apenas nas capitais de Boa Vista, Florianópolis e São Luís.
Um exame dos dados por sexo, mostrou, para ambos os períodos, que das 18 capitais estudadas, 10 apresentaram valores superiores para o sexo feminino. Um fato a ser destacado é que nas capitais da Região Sul e Sudeste o diferencial foi favorável ao sexo masculino em ambos os anos. Os diferenciais regionais apresentaram comportamento diferenciado por sexo, sendo mais evidente a presença de taxas mais elevadas para capitais localizadas nas Regiões Sul e Sudeste para o sexo masculino.
3.2 Mortalidade por doenças do aparelho circulatório
3.2.1 Doenças isquêmicas do coração
Considerando-se as taxas de mortalidade padronizadas por doença isquêmica do coração, o Gráfico 2 apresenta uma visão geral do seu comportamento por sexo nos anos de 1980 e 1991.
Gráfico 2
DOENÇAS ISQUÊMICAS DO CORAÇÃO TAXAS DE MORTALIDADE POR SEXO – 1980-1991
MAS80 MAS91 FEM80 FEM91 0 1 2 3 4 5 6 7 8 ANO/SEX
Pode-se notar que houve uma redução mais acentuada para o sexo masculino em termos de valores medianos e a existência de um diferencial em favor das taxas masculinas.
Tabela 2
TAXAS DE MORTALIDADE PADRONIZADAS POR DOENÇA ISQUÊMICA DO CORAÇÃO E DOENÇA CEREBROVASCULAR PARA A PIA, POR SEXO
SEGUNDO CAPITAIS SELECIONADAS - 1980-1991
(Por 10.000)
Capital
Doença isquêmica do coração Doença cérebro vascular
Masculino Feminino Masculino Feminino
1980 1991 1980 1991 1980 1991 1980 1991 Belém 4,67 3,38 1,67 1,27 4,19 3,65 3,06 2,55 Boa Vista 3,31 2,34 0,87 1,08 2,49 1,09 1,49 1,26 Porto Velho 2,31 1,93 1,52 0,95 4,24 2,25 3,09 2,27 Fortaleza 3,24 2,51 0,99 1,03 3,50 3,00 2,79 2,40 Maceió 4,25 2,76 1,91 1,24 6,37 5,38 3,95 3,80 Natal 2,39 3,37 0,92 1,26 2,22 2,08 2,21 1,76 Recife 3,78 4,51 1,53 1,99 3,72 3,93 3,21 2,94 Salvador 3,59 3,05 1,57 1,27 4,29 3,50 4,19 2,97 São Luís 5,51 3,93 1,50 1,51 5,65 5,02 4,72 3,38 Teresina 3,54 2,21 1,23 0,82 3,58 2,10 3,10 2,78 Brasília 2,36 3,14 0,86 1,33 2,20 2,87 2,06 2,81 Campo Grande 4,39 4,01 1,97 1,54 3,50 3,50 2,90 3,09 Belo Horizonte 4,19 3,32 1,75 1,28 4,52 4,37 3,18 2,87 Rio de Janeiro 6,89 5,52 2,70 2,26 4,76 4,21 3,50 3,07 São Paulo 6,22 5,37 2,22 1,98 4,07 3,26 3,04 2,26 Curitiba 7,20 5,87 2,87 2,22 4,74 3,76 3,81 2,58 Florianópolis 5,47 4,23 1,15 1,17 3,00 2,21 2,68 1,39 Porto Alegre 7,71 5,41 2,47 1,87 4,02 3,07 2,92 2,18
Considerando a PIA masculina, a Tabela 2 mostra que, a capital com menor risco de mortalidade por doença isquêmica do coração, em ambos os períodos, foi Porto Velho, cujas taxas foram de 2,3 por 10.000 homens em 1980 e de 1,9 por 10.000 em 1991. Os maiores riscos foram encontrados em Porto Alegre com 7,7 por 10.000 em 1980 e Curitiba com 5,9 por 10.000, em 1991. Entre as mulheres, as capitais de menor risco foram Brasília em 1980 com 0,9 por 10.000 mulheres e Teresina em 1991 com 0,8 por 10.000. As taxas mais elevadas foram encontradas em Curitiba, em 1980, sendo de 2,9 por 10.000 e Rio de Janeiro em 1991 com valores da ordem de 2,3 por 10.000.
A grande maioria das capitais apresentou redução na magnitude das taxas masculinas por doenças isquêmicas do coração entre 1980 e 1991, com os maiores descensos ocorridos nas cidades de Teresina, Maceió e Porto Alegre. As únicas capitais com crescimento no risco de morte foram Brasília, Natal e Recife. Entre as mulheres, a maior parte das capitais apresentou uma redução nas taxas padro-nizadas entre 1980 e 1991; as maiores reduções foram verificadas nas cidades de Teresina, Porto Velho e Maceió. A exemplo dos dados relativos ao sexo masculino as capitais de Brasília, Natal e Recife apresentaram as maiores variações no crescimento dessas doenças.
O exame da Tabela 2 revela a ocorrência de diferenciais regionais entre as taxas para ambos os sexos com a ocorrência de taxas mais elevadas para capitais localizadas nas Regiões Sul e Sudeste. Por outro lado, em todas as capitais investigadas, o risco de morte por doença isquêmica do coração foi maior para os homens com tal dife-rencial diminuindo em 1991. Tais diferenciais regionais remetem novamente ao problema da associação da mortalidade por determina-das causas com o nível de desenvolvimento sócioeconômico de uma
região. Chor et al. (1995) encontraram uma maior prevalência de
doenças do aparelho circulatório nas Regiões Sul e Sudeste do Brasil no período de 1980-88. Em geral, o padrão encontrado em países desenvolvidos é de queda generalizada nos níveis de mortalidade por doenças do aparelho circulatório, fato este que foi observado neste estudo para algumas capitais brasileiras, de forma mais acentuada para o sexo masculino.
3.2.2 Doença cerebrovascular
Uma visão resumida em termos das taxas padronizadas de mortalidade por doença cerebrovascular é oferecida pelo Gráfico 3, onde se observa uma redução, em termos de valores medianos, para ambos os sexos entre os anos de 1980 e 1991, revelando ainda taxas superiores para o sexo masculino em ambos os períodos. As taxas referentes às capitais de Maceió, sexo masculino, em 1980 e São Luís, sexo feminino em 1991 são assinaladas com * e, portanto, consideradas como valores aberrantes.
Gráfico 3
DOENÇA CEREBROVASCULAR
TAXAS DE MORTALIDADE POR SEXO – 1980-1991
Considerando as taxas relativas à PIA masculina (Tabela 2), verifica-se que a capital que apresentou menor risco de mortalidade por esta doença em 1980 foi Brasília, com valores da ordem de 2,2 por 10.000 homens e, em 1991, a Cidade de Boa Vista com uma taxa de 1,09 por 10.000; maiores riscos foram encontrados em Maceió com 6,4 por 10.000 homens em 1980 e 5,4 por 10.000 em 1991. Entre as mulheres, a capital de Boa Vista foi, em ambos os períodos, a que apresentou menor risco de mortalidade por doença cerebrovascular com valores da ordem de 1,5 por 10.000 mulheres em 1980 e de 1,3 por 10.000 em 1991; por outro lado, os maiores riscos foram observa-dos para as cidades de São Luís, 4,7 por 10.000 mulheres em 1980 e Maceió 3,8 por 10.000 em 1991.
MAS80 MAS91 FEM80 FEM91 1 2 3 4 5 6 ANO/SEX
De modo geral, as taxas de mortalidade por doença cere-brovascular mostraram-se decrescentes na maioria das capitais entre 1980 e 1991, tanto para o sexo masculino como para o feminino, com quedas mais acentuadas nas capitais de Boa Vista, Porto Velho e Teresina entre os homens e Florianópolis, Curitiba e Salvador entre as mulheres. Estas taxas apresentaram valores mais elevados para o sexo masculino, sendo tal fato observado em todas as capitais em 1980 e em 15 delas para o ano de 1991. Não ficou evidente um diferencial regional, principalmente para sexo masculino, onde foram observadas capitais de diversas regiões entre as de maiores taxas.
4 ASSOCIAÇÕES COM INDICADORES SÓCIOECONÔMICOS
4.1 Definição do modelo
A investigação da associação entre as taxas de mortalidade padronizadas pelas causas básicas de morte investigadas e as variáveis sócioeconômicas definidas é feita através do uso de modelos lineares generalizados (MLG‘S) que foram introduzidos por Nelder, Wedder-burn (1972) e têm sido largamente utilizados ultimamente em virtude de englobar um grande número de métodos estatísticos tais como o modelo clássico de regressão, modelos para análise de proporções, modelos de análise de variância, entre outros.
Segundo Cordeiro, Paula (1989), o processo de ajustamen-to de um modelo linear generalizado envolve três principais etapas:
a) formulação de modelos ; b) ajustamento de modelos; c) inferência.
A etapa de formulação de modelos consiste na escolha de opções para a variável resposta, variáveis regressoras e função de ligação. Na etapa de ajustamento é feita a estimação dos parâmetros lineares dos modelos e de determinadas funções de interesse que representam medidas de adequação dos valores estimados. O algorit-mo de para solução das equações de máxima verossimilhança dos MLG’s é semelhante ao cálculo repetido de uma regressão linear
ponderada através de um procedimento iterativo tipo Newton-Raph-son. Tal estimação foi feita utilizando o sotware GLIM. A etapa de inferência consiste em verificar a adequação do modelo ajustado e estudar detalhadamente a presença de discrepâncias locais. Nesta etapa é de grande utilidade a inspeção gráfica que se constitui em poderosa ferramenta de inferência dos MLG’s.
Um dos objetivos básicos desse trabalho está na investiga-ção da associainvestiga-ção entre as taxas de mortalidade e as variáveis sócioe-conômicas e não na busca de um melhor modelo. Nesse sentido, o foco principal das análises está voltado para o estudo do sentido e da significância dos coeficientes das variáveis regressoras.
Definindo o número de óbitos como variável resposta, duas opções surgem para sua modelagem via MLGs: a primeira seria admitir a distribuição de Poisson, visto que se trata da contagem de eventos, entretanto, tal possibilidade não leva em conta a relação entre o número de óbitos e o respectivo denominador-representado pela população total; a segunda possibilidade, portanto, é considerar o número de óbitos por determinada causa como tendo distribuição binomial com denominador definido como a população padrão na faixa dos 10 aos 64 anos de idade; este último enfoque é mais usual do ponto de vista demográfico e epidemiológico já que leva em conta não apenas a freqüência dos eventos mas sim sua probabilidade de ocorrência. A ligação canonônica adotada para o modelo binomial é a função logito ou logit representada pelo log[p/1–p]. Por outro lado, na literatura relativa ao tema da mortalidade, as taxas são usualmente expressas por 10.000 ou 100.000 habitantes as quais podem portanto ser mode-ladas como uma variável de natureza contínua. Assim sendo, foram feitos ajustes com os modelos binomial, normal e gama em diversas situações, concluindo-se pelo uso do modelo gama com ligação logarit-mo que apresentou melhores resultados pelo critério de menor desvio (Cerqueira, 1998).
Tomando o modelo gama com ligação logaritmo, que apre-sentou melhor desempenho, procedeu-se passo a passo com o ajuste de modelos simples, identificando-se os casos em que se teve uma contribuição significativa da variável regressora para, a partir daí ir-se agregando novas variáveis até se ter um modelo onde todas as variá-veis presentes sejam significativas.
4.2 Resultados para a PIA masculina
Pelo critério de menor desvio, o modelo final para cada causa de morte em 1980 e 1991, por sexo é apresentado no Quadro 1, juntamente com os respectivos indicadores do ajuste. Considerando a mortalidade por neoplasmas malignos, os modelos envolvendo duas variáveis não apresentaram nenhum caso, tanto em 1980 como em 1991, onde ambas fossem significativas. Nos ajustes simples, em 1980, foram consideradas significativas as variáveis ESG e ANA com coefi-ciente negativo e PEAIN e PIB com efeito positivo. Em 1991, foram considerados os ajustes com ESG e ANA com sinal negativo e PIB com efeito positivo. Tais resultados indicam que não houve grandes alte-rações em termos das variáveis influentes na mortalidade por neoplas-mas na década, com exceção da associação com o grau de industrialização, que deixou de ser significativa em 1991.
Quadro 1 MODELOS FINAIS
E INDICADORES DOS AJUSTES PARA AS CAUSAS DE MORTE POR SEXO: 1980-1991
Ano Modelo Desvio Valor –t Niv. de Sig.
(%) SEXO MASCULINO 1980 NEOP= 2,231 –0,032 ANA 0,614 –5,51 1 ISQUEM= 2,034 –0,03664 ANA 1,239 –3,72 1 1991 NEOP= 2,071 –0,0399 ANA 0,341 –5,47 1 ISQUEM= 1,836 –0,0467 ANA 8,848 –4,01 1 CEREB= –0,02459 + 0,009535 ESTSAU 1,517 –2,58 5 SEXO FEMININO 1980 NEOP= 1,996 –0,01995 ESTSAU 0,394 –5,92 1 ISQUEM= 0,9258 –0,02896 ANA 1,691 –2,52 5 CEREB= 1,307 –0,01037 ESTSAU 0,976 –1,96 10
1991 ISQUEM= 0,446 –0,02776 ANA + 0,008369 PEAIN 0,740 2,35 e 1,72* 5 e 11*
CEREB= 1,581 –0,02696 ESTSAU 0,525 –4,81 1
A mortalidade por neoplasmas, segundo os ajustes simples foi maior em áreas com maior grau de industrialização (1980) e de desenvolvimento econômico e menor em áreas de pior acesso a serviços de esgoto e de menor nível de instrução. É importante ressaltar que, associações com a variável ESG podem ser de natureza espúria. A variável de melhor associação com tal causa foi o grau de instrução, apresentando menor desvio e maior valor -t.
Diversos estudos têm mostrado uma relação inversa entre a mortalidade por doenças do coração e grau de pobreza, mostrando que regiões mais pobres têm apresentado um menor nível de mortali-dade por tal causa. No presente estudo tal tendência também foi verificada para a PIA masculina das capitais brasileiras. Tal fato foi detectado nos ajustes simples feitos, onde foram considerados signifi-cativas, em ambos os períodos, as variáveis: ESG e ANA com coeficien-te negativo e a PEAIN e PIB com coeficiencoeficien-te positivo. É importancoeficien-te observar que tal tendência não sofreu alteração na década quanto ao sentido, sendo reforçada a importância do PIB e do grau de analfabe-tismo ANA pelo aumento de seus coeficientes e valores-t. Em ambos os períodos, o modelo com menor desvio foi obtido com a variável ANA, que foi a única considerada significativa no ajuste múltiplo.
Fica, portanto, evidenciada uma maior probalidade de óbito por doenças isquêmicas em capitais com maior nível de instru-ção.
Considerando a doença cerebrovascular como variável res-posta, foi observado que a única variável considerada significativa foi ESTSAU em 1991. Portanto o modelo final, no caso, inclui apenas esta variável.
Desse modo, fica determinada a ocorrência de uma menor mortalidade por doença cerebrovascular em regiões de melhor acesso a serviços de saúde.
4.3 Resultados para a PIA feminina
Com relação às taxas de mortalidade por neoplasmas ma-lignos, em 1980 as variáveis consideradas significativas nos ajustes simples foram ESTSAU com coeficiente negativo e PFEM com coefi-ciente positivo, sendo o modelo final obtido com a variável ESTSAU (Quadro 1).
Por outro lado, em 1991 não foram encontradas variáveis significativas na composição dos ajustes simples. Tais resultados apon-tam, em 1980, para uma maior chance de óbito, onde é menor o acesso a serviços de saúde e onde é maior a participação da mulher no mercado de trabalho. Em 1991, apesar de não se ter variáveis consi-deradas significativas, foi mantida a tendência nos coeficientes das variáveis ESTSAU e PFEM e aumentando a importância do nível de instrução, representado pela variável ANA, que apresentou coeficien-te negativo o qual sugere uma maior mortalidade em regiões de maior nível de instrução. É importante frisar que estes resultados são apenas sugestivos na medida em que não foi considerada a significância estatística dos coeficientes neste caso.
Na modelagem das taxas de mortalidade por doenças is-quêmicas do coração para a PIA feminina, foram consideradas signi-ficativas, em 1980, nos ajustes simples, as variáveis PEAIN e PIB com coeficiente positivo e ANA com coeficiente negativo; em 1991 além destes resultados, foi detectada como significativa a variável ESG, com coeficiente negativo, o que pode sugerir uma associação espúria devida a outro fator de confundimento. No modelo final, a variável ANA foi aceita ao nível de 5% e a variável PEAIN foi considerada um caso especial, com uma significância de 11%, portanto bastante próxima do valor adotado. Tais resultados obtidos para a PIA feminina das capi-tais confirmam a tendência anteriormente mencionada de uma asso-ciação inversa entre mortalidade por doenças isquêmicas e o nível de desenvolvimento econômico de uma região, na medida em que foi detectada uma maior chance de óbito em capitais com maior grau de industrialização e maior nível de instrução.
A mortalidade por doença cerebrovascular para a PIA feminina mostrou em sua modelagem ajustes significativos apenas com a inclusão da variável ESTSAU. Para o ano de 1980, o modelo final aceitou como variável explicativa ESTSAU ao nível de 10%.
Tais resultados indicam, inicialmente, um aumento da importância da variável regressora, levando em consideração o incre-mento tanto no coeficiente, como no valor-t; em segundo lugar, fica evidenciada uma associação inversa entre a mortalidade por doença cerebrovascular entre as mulheres adultas e o acesso aos serviços de saúde, com uma menor chance de óbito para capitais com maior acesso a tais serviços.
5 CONCLUSÕES
De maneira geral, houve uma diminuição nas taxas de mortalidade por doenças crônico-degenerativas na maioria das capi-tais, em que pese o envelhecimento de suas populações e, por outro lado, uma tendência de homogeneização no padrão regional de mor-talidade, na medida em que os diferenciais foram mais acentuados no ano de 1980, particularmente para o sexo masculino. Tais diferenciais foram maiores em relação às doenças isquêmicas do que com as neoplásicas e cerebrovasculares.
Grande parte das associações encontradas com indicadores sócioeconômicos foram coerentes com resultados encontrados na lite-ratura. A relação entre a mortalidade por doença cerebrovascular e a variável ESTSAU pode ser justificada, em parte, pela importância dada ao diagnóstico e tratamento da hipertensão arterial – que é apontada como um fator de risco crucial para tal causa. Um melhor acesso aos serviços de assistência médica supostamente acarretaria um melhor controle deste fator e conseqüentemente refletiria numa menor chance de óbito por tal doença. Entretanto, tais resultados necessitam de melhor aprofundamento pois segundo Yazlle-Rocha (1977) diferenciais sociais também refletiriam na assistência médica e conseqüentemente no diagnóstico de certas doenças, sendo o aten-dimento às vítimas de doença cerebrovascular ainda deficiente em praticamente todos os países, mesmo os mais desenvolvidos. O acesso aos serviços de saúde também apresentou associação com a mortali-dade por neoplasmas malignos para a PIA feminina que foi, entre as causas investigadas, a de maior mortalidade proporcional entre as mulheres em todas as capitais investigadas. Vários estudos têm apon-tado para a importância do acesso aos serviços de saúde de atenção ginecológica para a detecção precoce do câncer de útero e de mama que são os de maior importância entre os neoplasmas malignos para as mulheres. O acesso amplo a tais serviços é visto como um fator de grande importância na redução da mortalidade por câncer entre as mulheres.
Uma associação de certo modo esperada, foi encontrada entre a mortalidade por doenças isquêmicas, para ambos os sexos, doenças neoplásicas para o sexo masculino e a taxa de analfabetismo (ANA), em ambos os períodos. Tal variável além de representar um indicador de nível de instrução também é utilizada como uma proxy
do grau de pobreza de uma região pela sua associação significativa e inversa com o PIB e positiva com o percentual de domicílios com esgotamento sanitário inadequado ESG. Foi observado que, capitais com maior nível de instrução e, conseqüentemente, menor nível de pobreza tiveram uma maior taxa de mortalidade por tais doenças. Estudos envolvendo fatores de risco para doenças isquêmicas do coração, por exemplo, têm determinado uma distribuição social dife-renciada. Os altos níveis de colesterol e a ingestão de gorduras insa-turadas são reconhecidamente fatores da maior importância para tal causa e, diversos trabalhos, têm apontado para uma associação posi-tiva entre estes e o padrão sócioeconômico.
A despeito de uma série de limitações e dificuldades encon-tradas, inerentes à tarefa complexa de investigar a mortalidade por causas de óbito e tentar associar a sua evolução com as condições sociais e econômicas das capitais brasileiras, espera-se que o trabalho traga uma contribuição ao estudo do tema e forneça algumas indica-ções que norteiem políticas de saúde no país.
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