Mortalidade precoce por doenças cardiovasculares e desigualdades sociais em Porto Alegre: da evidência à ação

ARTIGO ORIGINAL

EPIDEMIOLOGIA

Mortalidade precoce por doenças cardiovasculares e desigualdades sociais em Porto Alegre: da evidência à ação

Premature mortality due to cardiovascular disease and social inequalities in Porto Alegre: from evidence to action

Sérgio Luiz Bassanesi; Maria Inês Azambuja; Aloyzio Achutti

Universidade Federal do Rio Grande do Sul, Academia Sul-Riograndense de Medicina, Porto Alegre, RS - Brasil

^{Correspondência}

RESUMO

FUNDAMENTO: Duas perspectivas, a econômica (doença causando empobrecimento) e a social (pobreza causando adoecimento), têm disputado internacionalmente a justificação de políticas públicas de saúde.

OBJETIVO: Investigar a relação entre mortalidade precoce por doenças cardiovasculares (DCV) e condições socioeconômicas (SE) em Porto Alegre (PA), e discutir fundamentos e estratégias para a prevenção das DCV.

MÉTODOS: Análise ecológica da associação entre mortalidade por DCV aos 45-64 anos e condições SE de 73 bairros de PA. Estimou-se o risco relativo (RR) e a fração do risco atribuível (FRA) às desigualdades entre bairros agrupados em 4 estratos SE.

RESULTADOS: A mortalidade precoce por DCV foi 2,6 vezes maior nos bairros classificados no pior comparado ao melhor de 4 estratos SE. Entre bairros extremos, o RR chegou a 3,3 para as DCV e 3,9 para as doenças cerebrovasculares. Comparada à mortalidade no melhor estrato, 62% dos óbitos precoces do pior estrato e 45% dos da cidade como um todo seriam atribuíveis à desigualdade socioeconômica.

CONCLUSÃO: Quase a metade da mortalidade por DCV antes do 65 anos pode ser atribuída à pobreza. A doença, por sua vez, contribui para a pobreza e reduz a competitividade do país. É preciso reduzir o adoecimento e recuperar a saúde dos mais pobres com investimentos que resultem em desenvolvimento econômico-nacional e melhoria das condições sociais da população.

Palavras-chave: Mortalidade, doenças cardiovasculares, prevenção de doenças, iniqüidade social.

SUMMARY

BACKGROUND: Two perspectives, the economic (disease causing impoverishment) and social (poverty causing illness), have internationally disputed the justification for public health policies.

OBJECTIVE: To investigate the relationship between early mortality by cardiovascular disease (CVD) and socioeconomic (SE) conditions in the city of Porto Alegre (PA), and discuss bases and strategies for the prevention of CVD.

METHODS: An ecological analysis of the association between mortality by CVD at 45-64 years of age and SE conditions of 73 districts/neighborhoods in PA. The relative risk (RR) and the fraction of risk (FRA) attributable to inequality among the districts grouped into 4 SE strata were estimated.

RESULTS: Early mortality by CVD was 2.6 times higher in the districts classified in the worst compared to the best of the 4 SE strata. Among the extreme districts, the RR reached 3.3 for CVD and 3.9 for cerebrovascular disease. Compared to the mortality in the best stratum, 62% of the early deaths in the worst stratum and 45% of those in the city as a whole could be attributed to socioeconomic inequality.

CONCLUSION: Almost half of the mortality by CVD before 65 years of age can be attributed to poverty. Disease, on the other hand, contributes towards poverty and reduces competitiveness of the country. It is necessary to reduce illness and recover the health of the poorest inhabitants with investments that result in national economic development and improvement of the social conditions of the population.

Key words: Mortality; cardiovascular diseases; disease prevention; social inequity.

Introdução

Duas perspectivas, a macroeconômica (doença causando empobrecimento)¹ e a social (pobreza causando adoecimento)^2-4, têm disputado a justificação de políticas públicas de saúde.

Na área das doenças crônicas, desde 2001 as organizações internacionais têm alertado para o risco de migração da epidemia de DCV dos países centrais para os de média e baixa rendas, decorrente do envelhecimento populacional, da urbanização e do aumento na capacidade de consumo das populações desses países^5-7. Para a prevenção, elas têm recomendado reestruturar os serviços de saúde de forma a priorizar a identificação precoce de indivíduos em risco e seu atendimento continuado^5-7.

O argumento macroeconômica tem sido fortemente utilizado para estimular a ação imediata. Com base em estimativas demográficas, Leeder e cols.¹ sugerem haver uma janela de oportunidade de duas décadas para organizar a atenção e evitar conseqüências econômicas catastróficas para os países, em 20 a 40 anos.

A perspectiva dos determinantes sociais do adoecimento teve pouca expressão nos países centrais durante o século XX, reemergindo na transição para o século XXI em razão da globalização econômica⁸. No entanto, o espaço conferido às doenças crônicas nessa agenda ainda é irrelevante⁹.

Este estudo pretende investigar a associação entre mortalidade precoce por doenças cardiovasculares e desigualdades socioeconômicas em Porto Alegre, e sugerir caminhos para a prevenção à luz da interpretação dos achados.

Métodos

Este é um estudo ecológico transversal, tendo como unidades de análise os bairros do município de Porto Alegre. A cidade foi escolhida por ter alto índice médio de desenvolvimento humano (IDH = 0,865 em 2000¹⁰), mas marcada desigualdade em indicadores de desenvolvimento social (de 0,46 a 0,93) entre suas regiões¹¹.

Dados referentes às variáveis "idade", "sexo", "causa básica do óbito (CID10)" e "local de residência" foram extraídos de um banco de 51.562 óbitos geo-referenciados referentes ao período 2000 a 2004; o número de nascidos vivos, do sistema de informações de nascidos vivos de Porto Alegre, de 2000 a 2004; e os referentes às variáveis demográficas e socioeconômicas, de microdados do Censo de 2000. A partir das variáveis primárias disponíveis, foram selecionadas ou construídas as utilizadas neste estudo, listadas no quadro 1. A decisão de usar óbitos precoces em vez de todos os óbitos foi tomada para aumentar a especificidade dos diagnósticos cardiovasculares, e também para evitar que a maior longevidade dos mais ricos inflasse artificialmente o risco de morrer por doenças cardiovasculares nesse estrato da população.

Todos os dados foram agregados por bairro de residência. Dados relativos a nove bairros originais com menos de três mil habitantes em 2000 foram incorporados a bairros contíguos, resultando num universo de 73 unidades de estudo.

Para minimizar a flutuação aleatória das estimativas da mortalidade anual por DCV, doença isquêmica do coração (DIC) e doença cerebrovascular (DCeV) no bairro, utilizou-se, além da média da mortalidade de cinco anos, a suavização bayesiana empírica. Aceitando-se que exista uma tendência espacial na distribuição dos eventos, as ocorrências foram re-estimadas levando em conta as médias anuais da ocorrência nos bairros vizinhos.

As análises foram realizadas tendo como unidades os bairros e sua distribuição em quatro estratos de risco SE. Inicialmente foram realizados cartogramas da mortalidade estratificando-se os bairros em quatro níveis de cada uma das sete variáveis socioeconômicas selecionadas (fig. 1). Os cartogramas sugeriam forte correlação espacial entre as variáveis independentes.

Para otimizar a estratificação levando em conta o conjunto das variáveis independentes, utilizaram-se três estratégias diferentes: a análise de agrupamentos ("cluster analysis"), a análise de componentes principais e a autocorrelação espacial de Moran. A análise de agrupamentos definiu, para o conjunto de variáveis, quatro estratos como sendo os agrupamentos com menor variabilidade dentro de cada um e maior diferença entre eles. A distribuição dos bairros nos estratos definidos pelo método "K-means" é mostrada na fig. 2A. A análise de componentes principais visava reduzir o número de variáveis independentes (dada a elevada autocorrelação espacial sugerida pelos cartogramas iniciais), previamente à estratificação dos bairros. A técnica resultou na produção de um componente apenas, com poder de explicar 74% da variação entre as unidades de estudo, e altamente correlacionado com todas as variáveis. Esse componente foi parametrizado de forma a ser lido como um escore com média igual a zero e desvio padrão igual a um, sendo os valores mais negativos associados aos bairros melhores e os mais positivos, aos bairros piores. A estratificação dos bairros em quatro níveis segundo esse escore pode ser vista no cartograma da fig. 2B. Esse escore foi também utilizado para estimar diferença de risco e o risco relativo entre os bairros extremos (ver adiante). Para a análise de autocorrelação de Moran, utilizou-se uma matriz de vizinhança por adjacência. Cada uma das variáveis independentes e o escore gerado pela análise de componentes principais foram testados. O objetivo era avaliar se áreas vizinhas eram semelhantes quanto à variável em exame em comparação com o padrão que seria esperado numa situação de completa aleatoriedade espacial.

Os quatro estratos refletem quartis aproximados do nível de qualidade de vida em que se distribuem os bairros. Com base neles foram estimados o risco relativo (RR) e a fração do risco (FRA) da mortalidade cardiovascular precoce atribuível à desigualdade SE entre os estratos 1 (melhor nível SE) e o 4 (pior), e entre o estrato 1 e a cidade como um todo.

Utilizando os bairros como unidades de estudo, produziu-se uma matriz dos coeficientes de correlação entre as todas as variáveis, dependentes e independentes. Utilizou-se a análise de regressão linear múltipla para sumarizar a associação entre condição SE do bairro e mortalidade precoce por DCV. Havia correlação espacial entre as variáveis independentes e entre as variáveis dependentes, mas não na associação entre elas, ou seja, a associação em um bairro ocorreu independentemente da associação nos bairros vizinhos. Assim, não há necessidade de relatar as técnicas de regressão espacial (realizadas com achados similares).

Para descrever a desigualdade na mortalidade precoce por DCV entre os bairros com condições SE extremas foram estimados o índice de desigualdade da pendente (IDP) e o índice relativo da desigualdade (IRD). O cálculo dessas estimativas exige a criação de uma variável intermediária (Ridit), que é um indicador da posição da mortalidade em relação ao valor da variável socioeconômica, que nesse caso foi o escore do componente principal descrito anteriormente. Os bairros foram ordenados segundo o escore SE. A seguir, foram calculadas as freqüências relativa (FR) e cumulativa (FA) de óbitos precoces ponderadas pelo tamanho das populações, e depois o Ridit = (FA + (FA-FR))/2. O IDP é o coeficiente de regressão do coeficiente de mortalidade sobre o Ridit e o IRD a diferença entre os valores extremos da reta de regressão.

Utilizou-se o programa Excel para organizar o banco de dados, o SPSS 13.0 "for Windows" e o "Statistica" para as análises não espaciais; o GeoDa e o SigEpi para as análises espaciais, o Tabwin para os mapas temáticos e o software Brechas 1.0 para as mensurações das desigualdades entre os bairros. O projeto foi aprovado pelo comitê de ética do Hospital Moinhos de Vento, onde estava alojado. O estudo foi parcialmente financiado pela "Initiative for Cardiovascular Health, CDC-Delhi".

Resultados

Entre 2000 e 2004, a mortalidade por DCV na faixa dos 45-64 anos correspondeu a 28,5% dos óbitos totais no intervalo de idade, e a 22,8% de todos os óbitos por DCV. Na faixa etária, 40% dos óbitos cardiovasculares foram por DIC e 30% por doença cerebrovascular (DCeV).

A tabela 1 mostra o número de bairros, a população e as médias das variáveis independentes e dependentes por estrato socioeconômico. Há um gradiente linear nas medidas das variáveis independentes entre o melhor (estrato 1) e o pior estratos (estrato 4). Há também uma tendência linear de aumento da mortalidade cardiovascular entre o estrato 1 e o estrato 4. A consistência dos dados torna fácil e direta a interpretação desses resultados.

A fig. 3 mostra a distribuição da mortalidade precoce por DCV, DIC e DCeV nos quatro estratos, e a figura 4 descreve as desigualdades entre os estratos. A mortalidade precoce por doenças cardiovasculares é 2,6 vezes maior no estrato 4 comparado ao estrato 1. Para o estrato com piores indicadores e para a cidade como um todo, as frações da mortalidade atribuíveis à desigualdade social (FRA), tendo como referência o estrato 1, foram, respectivamente, 62% e 44,7%. Ou seja, 62% dos óbitos precoces por DCV no estrato 4 e 44,7% na cidade poderiam ser evitados se a respectiva população tivesse as mesmas condições socioeconômicas que a população do estrato 1. Para a DIC e a DCeV, as frações do risco atribuível à desigualdade SE na cidade foram, respectivamente, 39,8% e 47,6%.

A matriz de correlações na fig. 5 sugere elevada correlação do tipo linear entre todas as variáveis. As variáveis independentes que mais fortemente se mostraram relacionadas com os indicadores de mortalidade cardiovascular foram: renda, educação e violência. Na análise de regressão linear múltipla, violência e renda permaneceram independente e significativamente associadas com os três desfechos analisados. O modelo matemático final, considerando todos os bairros e a mortalidade por todas as DCV, foi: mortalidade cardiovascular 45-64 anos = 233,77 + 184,79 violência - 2,6 renda.

O coeficiente de determinação (r²) resultante dessa equação é de 0,61, isto é, 61% da variabilidade na distribuição no coeficiente de mortalidade por DCV precoce podem ser explicados pela variabilidade na distribuição das variáveis violência e renda. Achados equivalentes foram observados para os desfechos DIC e DceV.

A estimativa do risco de mortalidade por DCV precoce no bairro com a melhor situação socioeconômica (correspondendo a um Ridit = 1) foi de 123.1/100.000, e no bairro com a pior situação (Ridit = 0) foi de 402,5/100.000. A diferença estimada (IDP) foi de -279,5/100.000, e o índice relativo de desigualdade entre os extremos (IRD) correspondeu a 402,5 / 123,1 ou 3,3. Ou seja, a mortalidade por doenças cardiovasculares é 3,3 vezes maior no pior bairro em relação ao melhor bairro. O IRD foi de 2,5 para doença isquêmica do coração e 3,9 para as doenças cerebrovasculares (ver fig. 6).

Discussão

Tal como ocorre nos Estados Unidos e na Europa, desde 1980 as taxas de mortalidade (óbitos/100 mil habitantes) relativas à DIC e doença cerebrovascular reduziram-se significativamente no Brasil, em todas as idades^12-13. Apesar disso, a demanda por atendimento a doenças crônicas nos serviços de saúde deve crescer nas próximas décadas, acompanhando o deslocamento das coortes nascidas durante o período de taxas mais elevadas de fecundidade (até aproximadamente 1965-70)¹⁴. Até 2020, o maior crescimento no numero de adultos ocorrerá entre 45 e 64 anos. A partir de 2020, o crescimento desloca-se progressivamente para a população mais velha¹⁴. A mortalidade por DCV na população entre 45-64 anos é elevada no Brasil, comparado a países desenvolvidos, especialmente entre as mulheres^15-16. A diferença aumenta com a redução na faixa etária. No grupo mais jovem, de 35 a 44 anos, a mortalidade por infarto agudo do miocárdio e por doença cerebrovascular em 1988 era, respectivamente, três e cinco vezes maior no Brasil que nos Estados Unidos entre os homens, e quatro e seis vezes entre as mulheres¹⁶. Os achados do presente estudo suportam a idéia de que essa diferença esteja associada à má qualidade de vida das populações dos grandes centros urbanos brasileiros, comparada à dos países desenvolvidos.

Mesmo numa cidade com IDH relativamente alto como Porto Alegre, quase a metade dos óbitos precoces (45%) seria evitada se todos os bairros tivessem as condições do melhor de quatro estratos SE, o que equivale a dizer que há 80% de óbitos precoces em excesso na cidade, atribuíveis a essa desigualdade de condições socioeconômicas entre bairros. Duas variáveis, a "média de anos de educação dos chefes de família" – um indicador dos antecedentes de inclusão/exclusão social dos moradores – e a "mortalidade por causas externas" – um indicador da exposição corrente a risco, foram capazes de, somadas, explicar 61% da distribuição na mortalidade por DCV entre os bairros.

Esses achados são consistentes com outros publicados recentemente no Brasil^17-19. Ishitani e cols.¹⁷, estudando óbitos de adultos entre 35-64 anos ocorridos entre 1999 e 2001 em 98 municípios com mais de cem mil habitantes, sendo mais de 90% residentes em área urbana, mostraram, por meio de regressão linear simples e múltipla, correlação negativa entre DCV e renda/escolaridade e positiva com pobreza e más condições de moradia. Godoy e cols.¹⁸ mostraram, em São José do Rio Preto (SP), que o componente principal extraído de variáveis refletindo renda e educação nos domicílios explicava 87% da variação entre os estratos censitários, e que a estratificação em quartis com base nesse componente associava-se com uma mortalidade por DCV 40% superior no pior, comparado ao melhor estrato. Melo e cols.¹⁹, estudando a distribuição espacial da mortalidade por infarto agudo do miocárdio no Rio de Janeiro, descreveram padrão espacial associado com forte gradiente socioeconômico.

Diferenças na ocorrência de adoecimento e morte podem ser atribuídas a diferenças no acesso ao atendimento dos doentes²⁰ e a diferenças na ocorrência de exposição a fatores de risco^1,21,22. Coerentemente, as propostas de intervenção enfatizariam a ampliação de investimentos em serviços de saúde voltados à identificação precoce e ao acompanhamento continuado de portadores de doenças crônicas e seus fatores de risco²³. Mas tratar individualmente pessoas doentes ou de alto risco, embora cumpra um importante papel humanitário, tem pequeno impacto na redução das taxas de adoecimento populacional, isso porque se estaria atuando na causa dos casos, mas não na causa da ocorrência²⁴.

Nancy Krieger tem proposto que a desigualdade social em saúde seria resultado da incorporação biológica ("embodiement") de experiências sociais desiguais ("embodying inequality")²⁵. Entre as condições incorporadas biologicamente, mas fortemente determinadas socialmente, estariam o peso ao nascer, a altura, e respostas imunológicas a infecções adquiridas²⁵, que são sabidamente associados à aquisição de fenótipos metabólicos e imunológicos de risco para algumas causas de adoecimento²⁶. No caso da aterosclerose, a transição do paradigma degenerativo para o inflamatório²⁷ permitiria atribuir essas diferenças SE na ocorrência de DCV à interação entre acumulação desigual de vulnerabilidade biológica ao longo da vida (baixo peso ao nascer, infecções, estresse) e níveis desiguais de exposições a fatores ambientais correntes^26,28. Investir na prevenção, nesse caso, seria investir na melhoraria das condições de vida da população.

Embora a história nunca se repita, pode-se aprender com ela. Há coincidências significativas entre a situação atual das grandes cidades brasileiras e as cidades européias do início do século XIX^29-32. Lá como aqui, a industrialização promoveu um rápido aumento da população urbana, com "favelização" e grande desigualdade social na mortalidade^30-31. Nos cem anos da revolução industrial, a população de Paris e de Londres aumentou cinco vezes, e a de Berlin, dez vezes³¹. Em 50 anos, entre 1950 e 2000, a população urbana brasileira passou de 19 milhões para 146 milhões de habitantes, ou seja, aumentou mais de sete vezes³³. Entre 1830-1840, Villermé na França e Chadwick na Inglaterra mostraram que a mortalidade era maior nas grandes cidades. Villermé mostrou que a mortalidade era 50% maior nos distritos mais pobres³¹. A tuberculose, seguida de perto pela pneumonia e pela influenza eram então as principais causas de morte nas cidades européias³¹. Discutia-se se a pobreza causava a doença ou a doença causava a pobreza^29-32. A inter-relação entre doença e desenvolvimento social era tão presente na Europa que data dessa época (1848) a famosa frase de Virchow: "Medicina é uma ciência social e política nada mais é do que Medicina em grande escala".

Também em 1848, depois de documentar as péssimas condições de saúde da população trabalhadora da Grã-Bretanha, Edwin Chadwick – o pai da Saúde Pública inglesa³² – defendeu e fez aprovar o "Public Health Act". O argumento de Chadwick era que a doença generalizada resultava em pobreza para os trabalhadores e em importante perda de produtividade econômica para a Inglaterra. A solução por ele proposta foi realizar investimentos em obras de engenharia sanitária, que além de beneficiarem diretamente a saúde, estimulariam o crescimento econômico, gerariam emprego e ampliariam o acesso dos mais pobres à comida (redução da pobreza), contribuindo assim para a manutenção da ordem social³².

Conclusão

Hoje aqui, como na Europa há 150 anos, o grande desafio é a redução do excesso de adoecimento precoce entre adultos pobres. A tuberculose foi substituída pelas DCV como principal causa de morte. O esperado crescimento no número de casos de DCV precoce nos próximos 15-20 anos, e nos mais velhos depois disso, terá impacto significativo nos orçamentos do SUS e da Previdência Social^28,34-35, e afetará a produtividade e a competitividade do país no mercado globalizado.

O exemplo de Chadwick demonstra que não é necessário escolher entre investir na prevenção de doenças para reduzir o impacto econômico do adoecimento¹ ou intervir na pobreza para reduzir o adoecimento e a morte precoces². A melhor opção seria integrar as duas estratégias, ou seja, priorizar políticas de saúde que, além de resultarem em ganhos diretos na saúde, estimulem o crescimento econômico nacional e a melhoria das condições sociais. E promover políticas inter-setoriais de desenvolvimento econômico que valorizem a promoção da saúde e a redução da morbidade e mortalidade por doenças crônicas na população.

Potencial Conflito de Interesses

Declaro não haver conflito de interesses pertinentes.

Fontes de Financiamento

O presente estudo foi parcialmente financiado por IC-Health Delhi (Índia).

Vinculação Acadêmica

Não há vinculação deste estudo a programas de pós-graduação.

Artigo recebido em 12/11/07; revisado recebido em 09/01/08; aceito em 15/01/08.

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Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  25 Jun 2008
• Data do Fascículo
  Jun 2008

Histórico

• Recebido
  12 Nov 2007
• Revisado
  09 Jan 2008
• Aceito
  15 Jan 2008