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Revista de Saúde Pública

versión impresa ISSN 0034-8910

Rev. Saúde Pública v.21 n.2 São Paulo abr. 1987

http://dx.doi.org/10.1590/S0034-89101987000200005 

ARTIGO ORIGINAL

 

Coeficiente padronizado de anos de vida perdidos, de Haenszel. Comparação com o coeficiente padronizado de mortalidade geral, quanto à utilização como indicador de nível de saúde de populações1

 

Haenszel's standardized coefficient of lost years of life. A comparison with the standardized coefficient of general mortality with regard to its use as a health level indicator for populations

 

 

Yára Juliano; Neil Ferreira Novo; Samuel Goihman; Elias Rodrigues de Paiva; Walter Leser

Departamento de Medicina Preventiva da Escola Paulista de Medicina - Rua Botucatu, 740 - 04023 - São Paulo, SP - Brasil

 

 


RESUMO

Estudou-se o Coeficiente de Anos de Vida Perdidos (CAVP), proposto por Haenszel, em 1950, utilizando os dados populacionais confiáveis de países e das sub-regiões administrativas do Estado de São Paulo. Os resultados mostraram que: a) há conveniência em adotar 75 anos como idade limite, para o cálculo do CAVP, bem como intervalo de 10 anos para as classes etárias que se seguem às duas primeiras ( < 1 e 1 - 4 ); b) comparando as ordenações de países e de sub-regiões, segundo o CAVP e segundo o Coeficiente Padronizado de Mortalidade Geral (CMGP), com a correspondente segundo o Indicador Abrangente de NOVO (Z), adotado como referencial, verificou-se que as discrepâncias foram significantemente menores no caso do primeiro; c) a variação, no tempo, dos dois coeficientes, em países estudados, calculada pela taxa de variação anual (TVA), foi traduzida mais expressivamente pelo CAVP do que pelo CMGP; d) utilizando como referencial o Coeficiente de Mortalidade Infantil (CMI), as discrepâncias da ordenação da TVA, baseadas no CAVP, foram significantemente menores do que as baseadas no CMGP. Concluiu-se que o CAVP pode, com vantagem, substituir o CMGP.

Unitermos: Indicadores de saúde. Mortalidade.


ABSTRACT

The Lost Years of Life Rate (LYLR), proposed by Haenszel in 1950, but since then seldom mentioned in literature, was studied. By using reliable populational data from various countries, and from regions of the State of S.Paulo, they showed that: a) It is convenient to employ 75 years as the age limit for the calculation of the LYLR, as well as a ten-year interval for the age classes that follow the first and second ones (less than 1, and 1 to 4); b) by comparing the ranking of countries and regions, in accordance with their LYLR and by the Standardized mortality rate (SMR), with the corresponding ranking using Novo's comprehensive Indicator (Z) as a parameter, they verified that the discrepancy was smaller in the first case; c) variations in time, of both coefficients, in the countries studied, calculated by the annual variation rate (AVR), were better expressed by LYLR than by SMR; d) using the Infant mortality rate (IMR) as a parameter, the discrepancies in the ordering of AYR, based on LYLR, were significantly smaller than those based on SMR. It was concluded that the LYLR can, with advantage, replace the SMR.

Uniterms: Health status indicators. Mortality.


 

 

INTRODUÇÃO

O coeficiente de mortalidade geral, ou por todas as causas (CMG), constitui um dos indicadores do nível de saúde de uma população. Para fins de comparação entre populações, torna-se indispensável sua padronização para que sejam corrigidas as distorções resultantes de possíveis diferenças na composição das mesmas, no que diz respeito a atributos ou variáveis que se relacionem com probabilidade de morte. Esta varia, mais acentuadamente com a idade, sendo, por isso, a padronização usualmente feita segundo esta variável, obtendo-se o coeficiente de mortalidade geral, ou por todas as causas, padronizado segundo a idade (CMGP).

Ao serem efetuados os cálculos dessa padronização, chama a atenção ser relativamente pequeno o efeito, no valor do CMGP, o fato de óbitos ocorrerem nos primeiros anos de vida ou de corresponderem a idades mais avançadas. Em revisão da literatura referente a indicadores de nível de saúde, encontramos, com surpresa, o trabalho de Haenszel6 (1950), inspirado em publicação de Dickinson e Welcker3 (1948) em que eram definidos e discutidos os conceitos de "anos de vida perdidos" e de "anos de trabalho perdidos"; propôs Haenszel6 que fosse considerado um coeficiente de mortalidade definido em unidades de anos de vida perdidos". Esses conceitos já haviam sido focalizados por Dublin e Lotka em 1947, Dempsey em 1947, Greville em 1948 e Robinson em 1948 (citados por Haenszel6).

Argumenta Haenszel6: "Há muito se reconhece que o número de óbitos, apenas, não fornece uma descrição completa da mortalidade, e têm sido cogitadas medidas que dêem alguma contribuição à idéia intuitiva, amplamente admitida, de que a morte aos 70 anos, por exemplo, não representa perda tão grande para a sociedade quanto a morte aos 35 anos".

O conceito de anos de vida perdidos fora, pelos autores citados por Haenszel6, utilizado para comparação entre causas de morte, mas Haenszel reconheceu a importância de estendê-lo à mortalidade por todas as causas, salientando que um tal coeficiente "é o mais freqüentemente desejado".

O número de anos de vida perdidos por um óbito na idade I representa a diferença E-I, em que E é um valor arbitrário que marcaria a duração "normal" ou "esperada" da vida humana; usaremos a expressão "idade limite" para designar esse valor. Considerando os grupos de idade convencionalmente adotados para tabular óbitos, Haenszel considerou impraticáveis valores de E diferentes de 65, 75 ou 85, optando por 75 com base no argumento de que "o objetivo de manter pessoas vivas até 65 anos poderia parecer demasiadamente modesto".

Alguns dos comentários com que Haenszel conclui seu trabalho merecem transcrição:

"A taxa convencional de mortalidade padronizada é influenciada pela relativa estabilidade das taxas de mortalidade nas idades mais avançadas e não permite que seja dado um peso suficiente às diferenças na mortalidade nas faixas mais jovens, que são tão importantes quando vistas pelo aspecto da quantidade de vida perdida".

"Conquanto nada exista inerente em qualquer coeficiente ajustado que não esteja presente nos coeficientes específicos de mortalidade por idade, o coeficiente de mortalidade padronizado cumpriu a necessidade de converter minúcias a uma forma sumária, objetivo que pode também ser alcançado pelo coeficiente padronizado de anos de vida perdidos. Em lugar de substituir o coeficiente de mortalidade padronizado por uma destas novas medidas, pode-se mostrar útil apresentar ambos os tipos de taxas padronizadas como complementos uma da outra".

"As taxas padronizadas, propostas, de anos de vida perdidos, particularmente aquelas com limites aos 65 e aos 75 anos, reconhecem implicitamente que a morte pode ser retardada mas não evitada. Um objetivo da medicina e da saúde pública é o de adiar a morte. Uma taxa que medir este objetivo e que se aproximar de zero quando as mortes tiverem sido retardadas para além de uma idade limite, pode ser usada como um recurso auxiliar para objetivos demográficos gerais".

Parecendo-nos plenamente convincente a proposição de Haenszel6, de um Coeficiente Padronizado de Anos de Vida Perdidos (CAVP), torna-se surpreendente termos encontrado, na literatura consultada, apenas a referência ao seu trabalho feita por Romeder e McWhinnie12 (1978) em estudo que focalizou, essencialmente, a comparação da importância de diferentes causas de morte. Nem mesmo no relatório do grupo de peritos da Organização Mundial da Saúde10 (1957), foi lembrado o trabalho de Haenszel6.

Assim, entre os indicadores baseados em dados de mortalidade, é usualmente relacionado o CMGP, ficando esquecido o CAVP de Haenszel. Entretanto, para a referida comparação de importância de causas de morte, o conceito de anos de vida perdidos tem sido utilizado com crescente freqüência. Justificou-se pois, a nosso ver, o desenvolvimento de um plano de estudos com os seguintes objetivos:

1.o - tentar encontrar razões para decisão de escolha do valor da idade limite para determinação do número de anos de vida perdidos; tendo em conta os argumentos apresentados por Haenszel6, a opção se restringiria aos limites dados por 75 e por 85 anos; além disso, examinar as diferenças que apresentem, em função das distribuições etárias, os valores dos coeficientes estudados, lembrando que, nas fontes de dados que se pretendia utilizar, as distribuições etárias são apresentadas com intervalos de 5 anos (Demographic Yearbook2) ou de 10 anos (World Health Statistics Annual);15

2.o - adotando como referencial o indicador abrangente de Novo9 (1984) que, por integrar maior número de elementos de informação, representa, a nosso ver, o melhor avaliador do nível de saúde de populações, comparar a concordância, com a ordenação de países por ele proporcionada, das ordenações de valores, para esses países, do CMGP e do CAVP;

3.o - comparar o comportamento do CMGP e do CAVP, em relação ao dimensionamento de variações dos seus valores, ao longo do tempo.

 

MATERIAL E MÉTODOS

O plano de estudos para a consecução dos três objetivos propostos previa o exame de resultados correspondentes ao maior número possível de países para os quais se pudesse dispor de dados que, nas fontes utilizadas, fossem referidos como confiáveis. Entre esses países, não pôde, infelizmente, figurar o Brasil porque:

1.o — nos dados do recenseamento de 1980, divulgados pela Fundação Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (Fundação IBGE4), na distribuição da população, por grupos etários, a primeira classe abrange de 0 a 4 anos e a última 70 anos e mais;

2.o - nos dados da mortalidade, divulgados pelo Centro de Documentação do Ministério da Saúde7 (1983), a distribuição etária, por motivos que escapam à nossa compreensão, não é igual a qualquer das usualmente adotadas; depois das duas primeiras classes, menor do que 1 ano e 1 - 4 anos, seguem-se classes com intervalos de 5 anos, até 19; em seguida, as classes incluem 10 anos, até 49; duas classes com intervalos de 15 anos se estendem até 79 anos, ficando a última com os óbitos com 80 ou mais anos. Além disso, os dados apresentados para 1980 "representam em torno de 75% dos óbitos ocorridos no país" não sendo alcançado, assim, o valor de 90% exigido, pela OMS e pela ONU, para que os dados sejam indicados como confiáveis em suas publicações.

Foi possível estudar os dados referentes às sub-regiões administrativas do Estado de São Paulo, a partir de dados fornecidos pela Fundação Sistema Estadual de Análise de Dados (Fundação SEADE), no que se refere a dados de mortalidade para cada município do Estado de São Paulo2, bem como listagem a partir da amostra de 25% colhida pela Fundação IBGE, no censo de 1980, da população de cada um dos municípios do Estado, distribuída pelos grupos etários exigidos para o estudo 3.

Assim, foram obtidos dados confiáveis para as seguintes populações:

Primeiro Objetivo: 36 países para os quais foi possível encontrar, no Demographic Yearbooks, dados populacionais com intervalos de 5 anos e alcançando o grupo etário 85 e mais; além deles, puderam ser estudadas as 50 sub-regiões do Estado de São Paulo;

Segundo Objetivo: tendo em vista os resultados alcançados no estudo do 1.o objetivo, pôde-se utilizar os dados referentes a 47 países, coligidos por Novo9, e as 50 sub-regiões do Estado de São Paulo;

Terceiro Objetivo: 28 países com dados referentes a duas ou três épocas separadas por intervalos de 10 a 20 ou de mais do que 20 anos.

Padronização de Coeficientes

Para comparação de valores tanto do CMGP como do CAVP, em diferentes populações, é indispensável a padronização. Para essa padronização seguimos recomendação de Novo9, utilizando, como padrão, a "População padrão mediana". Esta é baseada nas medianas das percentagens de participação com que cada grupo etário concorre para a composição da população de cada uma das populações estudadas. Os valores atribuídos a cada grupo etário, na população padrão, são ajustados para que somem mil, de forma que os coeficientes padronizados se referem à base mil.

Com a padronização obtemos o CMGP:

em que:

k = n.o de classes da distribuição por idade;

Oi = n.o de óbitos na classe i;

Pi = população estudada na classe i;

Ai = população padrão da classe i;

= n.º de óbitos padronizados na classe i.

O valor assim obtido é um dos indicadores mais conhecidos e freqüentemente utilizados.

O conceito básico envolvido no coeficiente de Haenszel6 implica o produto do número de óbitos padronizados OiAi/Pi pelo número de anos de vida perdidos no grupo etário correspondente (Fi = E - Ii), resultando:

Os valores de Fi dependem da distribuição etária e da idade limite.

Como foi apontado por Haenszel6, o cálculo do CAVP pode ser facilitado pela tabulação prévia dos produtos Fi por Ai, isto é, das diferenças entre a idade limite e os pontos médios de cada grupo etário pela população padrão dos respectivos grupos.

Métodos Estatísticos

Os estudos referentes ao primeiro objetivo envolviam comparações entre diferentes formas de calcular CAVP e CMGP; tendo em vista que mais interessam, nessas diferenças entre formas de calcular, aquelas capazes de modificar a ordenação dos países, utilizou-se, para as comparações, o coeficiente de correlação por postos de Kendall (Siegel13, 1956). Assim, também, foram afastadas dúvidas que poderiam ser suscitadas quanto ao ajustamento das distribuições à Normal.

No caso do segundo objetivo, tratava-se de comparar o ajustamento à ordenação, segundo a estatística Z, das ordenações segundo os valores de CAVP e de CMGP.

Foram então definidas as variáveis:

| d1j | = módulo da diferença entre postos ocupados, pela população j, nas ordenações segundo Z e segundo CAVP;

| d2j |= módulo da diferença entre postos ocupa dos, pela população j, nas ordenações segundo Z e segundo CMGP.

Para comparação das distribuições de d1j e d2j, recorreu-se ao teste de Wilcoxon para valores pareados (Siegel13, 1956).

Para o terceiro objetivo, foram calculadas as taxas geométricas de variação anual (TVA), durante os períodos considerados, dos valores de CAVP e de CMGP para cada país. Essa taxa foi calculada pela fórmula usual:

CF = C1 (1 + a)n, em que:

CF = valor do coeficiente ao fim do período;

C1 = valor do coeficiente no início do período;

a = taxa geométrica de variação anual (TVA);

n = número de anos de duração do período.

Tendo em conta que, na quase totalidade dos casos, a TVA traduziu uma redução do valor dos coeficientes, assumindo valor negativo, tornou-se conveniente sua multiplicação por (-1), permitindo, assim, que expresse diretamente a magnitude dessa redução. Essa multiplicação fica, assim, subentendida, quando for referida a TVA.

Para a análise das diferenças entre as taxas de variação anual, foi feito o teste "t" para valores pareados (Armitage1, 1971).

Em todos os testes de significância realizados, a hipótese de nulidade foi rejeitada quando a probabilidade de ocorrência casual do valor encontrado para a estatística calculada foi menor do que 0,05.

 

RESULTADOS

Primeiro Objetivo

No primeiro objetivo, tratava-se de comparar as distribuições de valores de CAVP e do CMGP resultantes da adoção de intervalos de 5 ou de 10 anos para os grupos etários e idade limite dados por 75 e por 85 anos. Os dados são apresentados nas Tabelas 1 e 2.

 

 

 

 

O Coeficiente de Correlação por postos de Kendall, t , evidenciou que para os dois coeficientes é praticamente perfeita a concordância entre valores obtidos com intervalo 5 e 10, tanto com o limite 75 como com o de 85, como podemos observar pelos valores calculados para os dados apresentados nas Tabelas 1 e 2.

 

O coeficiente de Correlação, t , calculado para o intervalo de 10 anos, com as idades limites de 75 e de 85 anos, forneceu os seguintes valores:

 

Também para a comparação 75-10 x 85-10 a concordância é quase perfeita, nas duas amostras estudadas. Isso nos permite a escolha daquele que nos fornece a maior disponibilidade de dados nas fontes a que usualmente se recorre, ou seja 75-10.

Segundo Objetivo

Como vimos, tratava-se de estudar o ajustamento à ordenação, segundo Z de Novo9, das ordenações de CAVP e de CMGP.

Para isso utilizamos os 47 países estudados por Novo9 bem como as 50 sub-regiões do Estado, tendo sido necessário, para estas sub-regiões, um novo cálculo dos valores de Z, pois o coeficiente padronizado de mortalidade por doenças transmissíveis, incluido na fórmula do indicador, fora, pelo referido Autor, calculado para a faixa limite de 65 anos e mais.

As variáveis utilizadas para a análise, nesta fase, foram (d1j e d2j) acima definidas.

Seus valores, apresentados nas Tabelas 3 e 4, foram comparados pelo teste de Wilcoxon com aproximação à curva Normal. Para os países, obtivemos z = 4,84 (p < 0,001); para as 50 sub-regiões do Estado, obtivemosz = 5,15 (p < 0,001).

 

 

 

 

Para completar o estudo referente ao segundo objetivo, tornou-se aconselhável a reunião das duas amostras, dado que elas ocupam posições bastante diferentes na escala de valores de Z; de fato, na amostra de 47 países, a média de Z é igual a 426,6, enquanto na das sub-regiões alcança apenas 160,3. Corroborou essa afirmativa a verificação, calculada a partir da ordenação conjunta de valores de Z, de que a média dos postos ocupados pelos 47 países é igual a 28,3, enquanto a dos correspondentes a sub-regiões alcança 68,4. Essa diferença não constitui surpresa, tendo em conta o desnível acentuado que, infelizmente, ainda existe, em termos de nível de saúde, entre a maioria dos países incluídos na amostra e o Estado de São Paulo. O teste de Wilcoxon, nesse conjunto, apresentou: z = 6,86 (p < 0,001).

Terceiro Objetivo

Para o estudo das variações do valor dos coeficientes, no tempo, foram considerados, separadamente, dois períodos: o primeiro com duração menor e o segundo com duração maior do que 20 anos. Para os períodos com duração menor, encerrando-se de 1977 a 1981, foi possível obter dados confiáveis para 28 países; o intervalo entre as datas varia de 9 a 17 anos, a grande maioria com duração de 10 a 13 anos.

Na Tabela 5 figura a relação desses 28 países, com os valores calculados para o CAVP e o CMGP, em cada data, bem como com os valores da taxa geométrica de variação (TVA).

 

 

No teste de significância da diferença entre as médias das taxas de variação anual dos valores de CAVP e CMGP, encontramos t = 7,81 (p < 0,001).

Para o período com duração maior do que 20 anos, foi possível obter dados confiáveis para 30 países; com eles foi elaborada, em moldes iguais aos da Tabela 5, a Tabela 6.

 

 

Novamente o teste t fornece valor que permite rejeitar a hipótese de nulidade para a diferença entre as médias de TVA referentes aos valores de CAVP e de CMGP, pois t = 12,52 (p < 0,001).

Os resultados obtidos para os dois períodos evidenciam que, como já fora apontado por Haenszel6, examinando dados referentes a alguns Estados americanos, o CAVP traduz, mais expressivamente do que o CMGP, as variações, no tempo, do nível de saúde de populações.

Por outro lado, a ordenação dos valores da TVA, em ordem decrescente, poderia permitir comparação entre progressos relativos alcançados, quanto ao nível de saúde, por diferentes países durante determinado período.

Tratava-se, então, de comparar a concordância de tais ordenações, proporcionadas pelas TVA calculadas a partir dos valores de CAVP e de CMGP, com a referente a valores de TVA correspondentes a variações, nos mesmos períodos, de um indicador adotado como referencial. Infelizmente, não pôde ser utilizado, como tal, o indicador Z de Novo9, por não terem sido encontrados, nas fontes utilizadas para os anos estudados, os dados relativos à mortalidade por doenças transmissíveis e por causas mal definidas, indispensáveis para o cálculo do CMDTP que figura na fórmula de Z.

Foi possível encontrar, nessas fontes, para os anos que delimitaram períodos menores do que 20 anos, os valores do coeficiente de mortalidade infantil (CMI), nos 28 países já relacionados na Tabela 5. Trata-se, como é sabido, de indicador largamente utilizado para avaliação do nível de saúde e, até mesmo, das condições de vida das populações.

Foi então elaborada a Tabela 7 em que figuram os valores de CMI nos anos que definem o período e do TVA calculado a partir deles.

 

 

Na Tabela 8 figuram as ordenações dos valores da TVA referentes aos do CMI, apresentados na Tabela 7, bem como as das TVA relativas a valores de CAVP75-10 e de CMGP75-10, já presentes na Tabela 1. Também se encontram nessa tabela, os valores:

|d1j| = módulo da diferença posto da TVA de CMI - posto da TVA de CAVP

| d2j | = módulo da diferença posto da TVA de CMI - posto da TVA de CMGP bem como os da diferença entre esses módulos.

 

 

No teste de Wilcoxon para a diferença entre valores pareados de | d1j | e | d2j |, obtém-se soma dos postos das diferenças positivas = 75,0 soma dos postos das diferenças negativas = 250,0; com 3 empates, N se reduz a 25, permitindo o uso da tabela de probabilidades correspondentes ao valor da menor soma (T); para um teste bicaudal, o valor crítico de T, ao nível de 0,02, é 77, o que leva à rejeição da hipótese de nulidade.

Assim, verifica-se que o ajustamento às variações do CMI no tempo, proporcionado pelas variações do CAVP75-10, foi significantemente melhor do que o dado pelas variações do CMGP75-10.

Este resultado também não surpreende, pois, na verdade, apenas corrobora o comentário de Haenszel6, já transcrito na Introdução:

"A taxa convencional de mortalidade padronizada é influenciada pela relativa estabilidade das taxas de mortalidade nas idades mais avançadas e não permite que seja dado um peso suficiente às diferenças na mortalidade nas faixas mais jovens, que são tão importantes quando vistas pelo aspecto da quantidade de vida perdida".

 

COMENTÁRIOS

Os estudos desenvolvidos tendo em vista o primeiro objetivo apontaram a conveniência de se fixar 75 anos como idade limite para o CAVP e de serem utilizados dados em que as distribuições etárias são apresentadas com intervalo de 10 anos para os grupos que se seguem aos dois primeiros, <1 e 1-4. Também para o CMGP estas distribuições podem ser utilizadas, com o último grupo correspondendo a 75 anos e mais.

No segundo e no terceiro objetivos é que estavam envolvidas comparações entre o CAVP e o CMGP, ambos, então, com os subscritos 75-10.

Os resultados obtidos, evidenciaram:

a) que as ordenações de populações, segundo valores do CAVP, se ajustam melhor às ordenações segundo o indicador abrangente de Novo9, adotado como referencial;

b) que a ordenação, segundo valores da taxa geométrica de variação anual do CAVP, também se ajusta melhor à dessa taxa calculada em termos do coeficiente de mortalidade infantil;

c) que as variações, no tempo, aferidas, pela mesma taxa, mostram valores mais expressivos para o CAVP do que para o CMGP.

Acrescente-se, a esses aspectos favoráveis ao primeiro dos dois coeficientes, que o seu cálculo é tão simples quanto o do segundo; para ambos são necessários os coeficientes específicos de mortalidade para cada grupo etário; no CMGP eles são multiplicados pelos respectivos valores de participação na população padrão; no CAVP, essa multiplicação é feita pelos produtos, tabulados, desses valores de participação pelo número de anos de vida perdidos correspondentes a cada grupo etário. Com a população padrão totalizando mil, os dois coeficientes, para essa base, são obtidos pela soma das parcelas resultantes dessas multiplicações.

Um comentário especialmente importante deve ser expandido focalizando o item C, acima enunciado. De fato, nas Tabelas 1 e 7, figuram dados que merecem ser destacados:

Como se vê, os dois países, Hungria e Malta, conseguiram, em um período de cerca de 10 anos, reduzir o valor do CMI, o que constitui, no consenso geral, evidência de melhoria dos níveis de saúde da população, que foi também expressa, claramente, pela redução do número de anos de vida perdidos. Entretanto, em termos de CMGP, ter-se-ia que admitir evolução no sentido oposto.

Como elementos de comprovação, calculamos, recorrendo a edições do Demographic Yearbooks (1970 e 1982), outros indicadores baseados apenas em dados de mortalidade ou de população e mortalidade, com os seguintes resultados:

Todos esses resultados apontam no mesmo sentido da evolução indicado pelo CMI, ou seja, elevação do nível de saúde, nos dois países em causa. Assim, torna-se evidente que o CMGP pode proporcionar interpretação, quanto à evolução desse nível, no tempo, que se contrapõe à oferecida por todos os indicadores examinados.

Justifica-se, assim, que, com a apreciação do conjunto de resultados, mais surpreendente se torne o esquecimento a que foi votado o coeficiente padronizado de anos de vida perdidos, proposto por Haenszel6, há 36 anos.

Acreditamos que haja razões suficientes para que passe a integrar o conjunto de indicadores que fornecem subsídios válidos para avaliação do nível de saúde das populações, em um momento dado, e para o dimensionamento dos progressos que, nesse campo, possam ser alcançados.

 

CONCLUSÕES

Considerando os elementos colhidos no estudo dos dados apresentados e a discussão dos resultados obtidos, é lícito formular as seguintes:

1. É conveniente a adoção, para o cálculo do coeficiente padronizado de anos de vida perdidos, de Haenszel, do valor 75 para a idade limite, tanto para esse coeficiente quanto para o coeficiente padronizado de mortalidade geral (ou por todas as causas), de destribuição etária com intervalo de classe igual a 10, para os grupos que se seguem aos dois primeiros (< 1 e 1-4), e última classe definida como 75 anos e mais.

2. O ajustamento às ordenações de populações segundo valores do indicador abrangente de Novo, tomado como referencial, foi significantemente melhor, nas ordenações segundo valores do coeficiente de Haenszel, do que nas ordenações segundo valores do coeficiente padronizado de mortalidade geral.

3. Avaliando, pela taxa geométrica de variação anual, as variações dos dois coeficientes, durante períodos menores ou maiores do que 20 anos, as médias das taxas referentes ao coeficiente de Haenszel foram significantemente maiores do que as das taxas referentes ao coeficiente padronizado de mortalidade geral, evidenciando maior expressividade do primeiro no dimensionamento dessas variações no tempo.

4. Para avaliar variações do nível de saúde de populações durante períodos menores do que 20 anos, foi utilizada a taxa geométrica de variação anual do coeficiente de mortalidade infantil, tomado como referencial; a ordenação de populações, segundo valores das taxas calculadas para o coeficiente de Haenszel, mostrou ajustamento à ordenação baseada nas taxas calculadas para o referencial, significantemente melhor do que o da ordenação segundo valores das taxas calculadas para o coeficiente padronizado de mortalidade geral.

5. O coeficiente padronizado de mortalidade geral pode fornecer resultados que indicam evolução desfavorável do nível de saúde de populações, em contraste com as evidências proporcionadas por vários outros indicadores, entre eles incluído o coeficiente de Haenszel.

6. A apreciação geral dos resultados justifica a substituição, no conjunto de indicadores utilizados para a avaliação do nível de saúde de populações, do coeficiente padronizado de mortalidade geral pelo coeficiente de Haenszel.

 

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Recebido para publicação em 17/10/1986.
Aprovado para publicação em 12/02/1987.

 

 

1 Tese de Doutorado apresentada à Escola Paulista de Medicina, em 1986, subordinada ao mesmo título deste artigo.
2 Dados em microficha, fornecidos pela Fundação SEADE e referentes a óbitos gerais por causa de morte resumidas, segundo sexo e idade (1980).
3 Listagem de computador, fornecida pela Fundação SEADE, segundo sexo e idade.