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Epidemiologia e Serviços de Saúde

Print version ISSN 1679-4974On-line version ISSN 2237-9622

Epidemiol. Serv. Saúde vol.29 no.2 Brasília  2020  Epub Apr 17, 2020

https://doi.org/10.5123/s1679-49742020000200013 

Artigo original

Prevalência e fatores associados à autoavaliação negativa de saúde entre trabalhadores da rede municipal de saúde de Diamantina, Minas Gerais *

Prevalencia y factores asociados a la autoevaluación negativa de salud entre trabajadores de la red municipal de salud de Diamantina, Minas Gerais, Brasil

Rose Elizabeth Cabral Barbosa1 
http://orcid.org/0000-0001-5383-0102

Giovanni Campos Fonseca2 
http://orcid.org/0000-0003-2503-1199

Danielle Sandra da Silva de Azevedo3 
http://orcid.org/0000-0002-1203-2136

Mariana Roberta Lopes Simões3 
http://orcid.org/0000-0003-0543-6906

Ana Carolina Monteiro Duarte4 
http://orcid.org/0000-0003-4854-8406

Marcus Alessandro de Alcântara4 
http://orcid.org/0000-0001-9233-0186

1 Universidade Federal de Minas Gerais , Faculdade de Medicina , Belo Horizonte , MG , Brasil

2 Universidade Federal de Minas Gerais , Instituto de Ciências Agrárias , Montes Claros , MG , Brasil

3 Universidade Federal dos Vales do Jequitinhonha e Mucuri , Departamento de Enfermagem , Diamantina , MG , Brasil

4 Universidade Federal dos Vales do Jequitinhonha e Mucuri , Departamento de Fisioterapia , Diamantina , MG , Brasil


Resumo

Objetivo

investigar a prevalência e os fatores associados à autoavaliação negativa de saúde entre trabalhadores da rede municipal de saúde de Diamantina, MG, Brasil.

Métodos

estudo transversal censitário, com emprego da regressão de Poisson.

Resultados

participaram 203 trabalhadores, 70,9% do sexo feminino e 57,1% com até 38 anos de idade; a prevalência de autoavaliação negativa de saúde foi de 28,6% (IC 95% 22,4%;34,8%); na análise múltipla, associaram-se ao desfecho a idade ≥39 anos (RP=1,56 – IC 95% 1,01;2,40), renda familiar mensal >3 salários mínimos (RP=0,63 – IC 95% 0,41;0,97), exercer outra atividade remunerada (RP=0,55 – IC 95% 0,34;0,89), baixa qualidade do sono (RP=1,99 – IC 95% 1,32;2,99), diagnóstico de morbidade (RP=2,33 – IC 95% 1,13;4,81) ou multimorbidades (RP=2,63 – IC 95% 1,32;5,24), ter sofrido agressão no trabalho (RP=1,92 – IC 95% 1,29;2,85) e participação frequente nas atividades domésticas (RP=0,55 – IC 95% 0,38;0,80).

Conclusão

a autoavaliação negativa da saúde teve prevalência elevada e associou-se a fatores sociodemográficos, ocupacionais, comportamentais e de situação de saúde.

Palavras-Chave: Autoavaliação Diagnóstica; Pessoal de Saúde; Saúde do Trabalhador; Prevalência; Estudos Transversais

Resumen

Objetivo

investigar la prevalencia de autoevaluación negativa de salud y factores asociados entre trabajadores del sistema municipal de salud de Diamantina, MG.

Métodos

estudio transversal censal por medio de la regresión de Poisson.

Resultados

entre 203 participantes, el 70,9% era de mujeres y el 57,1% tenía hasta 38 años de edad; la prevalencia de autoevaluación negativa de salud fue del 28,6% (IC 95% 22,4;34,8); a partir del análisis múltiple, se asoció el resultado a la edad de 39 años o superior (RP=1,56 – IC 95% 1,01;2,40), renta familiar mensual >3 salários mínimos (RP=0,63 – IC 95% 0,41;0,97), ejercer otras actividades remuneradas (RP=0,55 – IC 95% 0,34;0,89), mala calidad de sueño (RP=1,99 – IC 95% 1,32;2,99), diagnósticos de morbilidad (RP=2,33 – IC 95% 1,13;4,81) o multimorbilidades (RP=2,63 – IC 95% 1,32;5,24), agresión sufrida en el trabajo (RP=1,92 – IC 95% 1,29;2,85) y actividades domésticas frecuentes (RP=0,55 – IC 95% 0,38;0,80).

Conclusión

la prevalencia de la autoevaluación negativa de salud fue elevada y fue asociada a factores sociodemográficos, ocupacionales, conductuales y de salud.

Palabras-clave: Autoevaluación Diagnóstica; Personal de Salud; Salud Laboral; Prevalencia; Estudios Transversales

Abstract

Objective

to investigate the prevalence of negative self-rated health and associated factors among municipal health service workers in Diamantina, MG, Brazil.

Methods

this was a cross-sectional census study using Poisson regression.

Results

203 health workers took part in the study, 70.9% were female, and 57.1% were up to 38 years old; prevalence of negative self-rated health was 28.6% (95%CI22.4;34.8); in the multivariate analysis, the following were associated with the outcome: being 39 years old or more (PR=1.56 – 95%CI1.01;2.40), monthly family income >3 minimum wages (PR=0.63 – 95%CI0.41;0.97), having another paid occupation (PR=0.55 – 95%CI0.34;0.89), poor sleep quality (PR=1.99 – 95%CI1.32;2.99), diagnosis of one disease (PR=2.33 – 95%CI1.13;4.81) or multiple diseases (PR=2.63 – 95%CI1.32;5.24), suffering aggression at work (PR=1.92 – 95%CI1.29;2.85), and frequent participation in domestic activities (PR=0.55 – 95%CI0.38;0.80).

Conclusion

prevalence of negative self-rated health was high and was associated with sociodemographic, occupational, behavioral and health situation factors.

Key words: Diagnostic Self Evaluation; Health Personnel; Occupational Health; Prevalence; Cross-Sectional Studies

Introdução

A medida da saúde pode ser realizada a partir das informações médicas baseadas em sinais, sintomas e exames diagnósticos, ou pela percepção que os indivíduos têm de sua própria saúde – a autoavaliação do estado de saúde. 1 Trata-se de um indicador subjetivo, que engloba tanto componentes físicos quanto emocionais dos indivíduos, além de aspectos do bem-estar e da satisfação com a própria vida. 3

A autoavaliação de saúde apresenta características que extrapolam o significado de saúde no sentido estrito, adquirindo representatividade quanto às percepções corporais, e pode refletir não apenas a experiência de exposição à doença como também o conhecimento acerca de suas causas e consequências. 6

Estudos conduzidos no Brasil e em outros países têm utilizado a autoavaliação de saúde como indicador do estado real ou objetivo de saúde da população geral 3 e de grupos ocupacionais. 6 Essa utilização crescente justifica-se tanto pela relativa facilidade de operacionalização do indicador quanto por seu papel como preditor de morbidade e de mortalidade. 3

Pesquisas realizadas com trabalhadores da Saúde, nos diferentes níveis da atenção por eles prestada, revelaram associação da autoavaliação negativa de saúde com características sociodemográficas e aspectos relacionados ao trabalho. 14 Estudo publicado em 2010 encontrou essa associação com o sexo feminino, maior idade, mais tempo de trabalho no setor e presença de multimorbidades entre trabalhadores da Atenção Primária à Saúde (APS) de Florianópolis, SC. 15 Outro estudo, publicado em 2013, evidenciou associação com aspectos psicossociais do trabalho entre profissionais de enfermagem que atuavam nos serviços de emergências de hospitais públicos em Campo Grande, MS. 17 Em estudo mais recente, publicado no ano de 2018, a autoavaliação negativa de saúde mostrou-se associada à síndrome de burnout entre profissionais da APS de Juiz de Fora, MG. 19

Considerando-se o papel fundamental desses trabalhadores na consolidação do Sistema Único de Saúde (SUS) – especialmente no que concerne ao processo de regionalização da atenção –, faz-se necessário conhecer os aspectos referentes à saúde e às condições de trabalho nos diferentes níveis de atenção à saúde, em distintos locais e contextos.

O objetivo deste estudo foi investigar a prevalência e os fatores associados à autoavaliação negativa de saúde entre trabalhadores da rede municipal de saúde de Diamantina, Minas Gerais, Brasil.

Métodos

Estudo transversal, realizado com trabalhadores da Saúde da zona urbana de Diamantina. Trata-se de um município mineiro com aproximadamente 3.900km 2 de área, localizado na mesorregião do Jequitinhonha, com população estimada de 47.723 habitantes em 2019, e Índice de Desenvolvimento Humano (IDH) de 0,716 21

No momento da coleta de dados – realizada entre dezembro de 2016 e março de 2017 –, 374 sujeitos compunham o quadro da Secretaria Municipal de Saúde de Diamantina. Esses trabalhadores estavam distribuídos em 22 estabelecimentos de saúde: dois centros de atenção psicossocial, uma policlínica, uma farmácia, um laboratório, sete unidades básicas de saúde (UBS) urbanas, quatro UBS rurais, um almoxarifado, o setor de transporte, a administração central e as vigilâncias sanitária, ambiental e epidemiológica.

Foram considerados elegíveis para o estudo os trabalhadores em efetivo exercício profissional nos estabelecimentos de saúde da zona urbana do município. Do total de trabalhadores (N=374), 117 eram inelegíveis: 55 estavam lotados nas UBS localizadas na zona rural do município, 15 estavam cedidos a outras instituições e 47 se encontravam afastados por licença médica ou férias. Por conseguinte, 257 trabalhadores preenchiam os critérios de inclusão da pesquisa.

Entrevistas estruturadas foram realizadas com os trabalhadores nas unidades onde atuavam, após sua leitura e assinatura do Termo de Consentimento Livre e Esclarecido. O formulário de entrevista constituiu-se de 59 questões, separadas em sete blocos de perguntas referentes a informações sociodemográficas, hábitos e estilo de vida, estado de saúde, ambiente de trabalho, atos de violência sofridos, características psicossociais do trabalho e capacidade para o trabalho. A coleta de dados foi encarregada a pesquisadora experiente na condução de entrevistas, que observou os cuidados necessários à integridade da pesquisa e proteção do bem-estar dos participantes.

O desfecho investigado – autoavaliação negativa de saúde – foi definido a partir das respostas à questão:

“Em geral, como você classificaria seu estado de saúde? (Muito bom, Bom, Regular, Ruim, Muito ruim).”

Para a análise, a variável foi dicotomizada: as duas primeiras categorias (Muito bom, Bom) foram agrupadas em ‘autoavaliação positiva;’ e as três últimas (Regular, Ruim, Muito ruim), em ‘autoavaliação negativa’.

As variáveis explicativas consideradas na análise foram ( Figura 1 ):

Figura 1 – Modelo hierárquico de análise múltipla dos fatores associados à autoavaliação de saúde entre trabalhadores da Saúde, Diamantina, Minas Gerais 2017Nota: Adaptado de Garcia et al. (15) 

  • a) variáveis sociodemográficas

  • - sexo;

  • - idade (em anos: até 38; 39 ou mais);

  • - escolaridade (em anos de estudo: até 11; 12 ou mais);

  • - situação conjugal (sem companheiro[a]; com companheiro[a]);

  • - presença de filhos (sim; não);

  • - raça/cor da pele (autorreferida: branca; não branca); e

  • - renda familiar mensal (em salários mínimos: até 3; acima de 3), considerando-se o valor de um salário mínimo em 2017, ao final da coleta dos dados, R$ 937,00;

  • b) variáveis ocupacionais

  • - tipo do cargo que o indivíduo ocupava (administrativo e serviços gerais; cargo de nível fundamental; cargo de nível técnico ou auxiliar; cargo de nível superior);

  • - tempo de trabalho no cargo atual (em anos: até 5; acima de 5);

  • - tempo de trabalho no SUS (em anos: até 10; acima de 10);

  • - jornada de trabalho semanal (em horas: inferior a 40; 40 ou mais);

  • - vínculo de emprego (efetivo; não efetivo); e

  • - se exercia outra atividade remunerada (sim; não);

  • c) variáveis comportamentais e situação de saúde

  • - prática regular de atividades físicas (sim; não);

  • - participação em atividades de lazer, tais como hobbies , atividades culturais, passeios com família e amigos (sim; não);

  • - tabagismo (nunca fumou, ex-fumante, fumante atual);

  • - uso abusivo de álcool (sim; não);

  • - qualidade (subjetiva) do sono no último mês (boa ou muito boa; ruim ou muito ruim);

  • - doenças autorreferidas (nenhuma; uma doença; duas ou mais doenças);

  • - falta ao trabalho nos últimos 12 meses, devido a problemas de saúde (sim; não);

  • - ter sofrido algum tipo de agressão praticada por usuários, familiares ou amigos de usuários, chefia ou colegas, no local de trabalho, nos últimos 12 meses (sim; não); e

  • - participação frequente nas atividades domésticas (sim; não).

A variável ‘idade’ foi dicotomizada, considerando-se a média das idades dos respondentes. A categoria ‘não branca’ da variável ‘raça/cor da pele autorreferida’ incluiu as categorias parda, preta, amarela e origem indígena. A renda foi categorizada em salários mínimos, com referência no valor vigente.

A prática regular de atividades físicas foi avaliada com utilização do Questionário Internacional de Atividade Física (IPAQ) em sua versão mais curta. Foram considerados praticantes regulares – categoria ‘Sim’ – aqueles que relataram ao menos 150 minutos de atividades físicas por semana, considerando-se 10 minutos contínuos, ou frequência mínima de três vezes por semana. 22

O uso abusivo de álcool foi avaliado pelo questionário CAGE, consistindo de quatro questões dicotômicas (sim; não), com escore final variando entre 0 e 4 pontos. O ponto de corte de duas ou mais respostas positivas foi considerado como ‘Sim’. 23

A qualidade subjetiva do sono foi obtida das respostas à questão:

“Durante o último mês, como você classificaria a qualidade do seu sono de uma maneira geral?(Muito boa, Boa, Ruim, Muito ruim).”

As opções de resposta foram agrupadas em duas categorias: Boa ou Muito boa’; e Ruim ou Muito ruim.

Para a variável ‘doenças autorreferidas’, foram consideradas as respostas à pergunta:

“Você possui diagnóstico médico das doenças listadas abaixo?”

seguida por uma lista de possíveis diagnósticos – diabetes, colesterol alto, obesidade, sobrepeso, hipertensão, doenças cardiovasculares, doenças respiratórias, gastrite/úlcera, depressão/estresse, lesão por esforço repetitivo (LER)/distúrbio osteomuscular relacionado ao trabalho (DORT) – e duas opções de resposta: ‘Sim’ e ‘Não’.

A participação frequente em atividades domésticas foi verificada pelas respostas à pergunta.

“Nos últimos três meses, com que frequência você realizou tarefas domésticas, como a limpeza da casa, passar, lavar as roupas e cozinhar? (Nunca ou quase nunca, Raramente, Às vezes, Frequentemente).”

Essa variável foi dicotomizada: as três primeiras categorias foram agrupadas em ‘Não’ e a última em ‘Sim’.

A análise dos dados foi conduzida nos programas estatísticos Statistical Package for the Social Sciences (SPSS) versão 24.0 e Stata versão 13.0. Inicialmente, realizou-se a análise descritiva da população do estudo estimando-se as frequências relativas de acordo com as categorias das variáveis selecionadas (sociodemográficas; comportamentais e situação de saúde; e ocupacionais). Além disso, calculou-se a prevalência de autoavaliação negativa de saúde na população do estudo e a prevalência segundo as categorias das variáveis explicativas. Em seguida, foi realizada a análise bivariável, utilizada para verificar a existência de associações brutas entre a autoavaliação negativa de saúde e cada uma das categorias das variáveis explicativas, tendo como referência a autoavaliação positiva. O critério de seleção das variáveis para a análise múltipla (valor de p≤0,20) foi estimado pelo teste do qui-quadrado de Pearson e, quando necessário, pelo teste exato de Fisher. O passo seguinte foi a análise múltipla, por meio da regressão de Poisson com estimação de variância robusta, orientada pelo modelo hierárquico adaptado de Garcia et al. (2010) 15 ( Figura 1 ). Foram incluídas todas as variáveis selecionadas nas análises bivariadas; por meio do método backward , as variáveis com nível de significância >0,05 foram retiradas do modelo, uma a uma, em cada nível, até que permanecessem no modelo final apenas as variáveis associadas à autoavaliação negativa de saúde, no nível de p≤0,05. A magnitude das associações entre as variáveis foi estimada calculando-se as razões de prevalência (RP) e seus respectivos intervalos de confiança (IC 95% ).

O projeto da pesquisa foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Universidade Federal dos Vales do Jequitinhonha e Mucuri (CEP Campus Mucuri/UFVJM): Certificado de Apresentação para Apreciação Ética (CAAE) n o 56754616.3.0000.5108, de 22 de setembro de 2016, sob Parecer n o 1.739.249.

Resultados

Entre os 257 trabalhadores que preenchiam os critérios de inclusão da pesquisa, foram entrevistados 203 indivíduos, perfazendo uma proporção de 79,0% dos sujeitos elegíveis para o estudo.

Do total de trabalhadores participantes, 70,9% eram mulheres, 57,1% tinham até 38 anos de idade, 52,2% haviam estudado por 12 anos ou mais e 63,5% viviam com um(a) companheiro(a). A maioria (71,9%) trabalhava no SUS há menos de 10 anos, 78,3% tinham jornada semanal de trabalho de 40 horas ou mais, e 56,7% contavam com uma renda mensal de até três salários mínimos ( Tabela 1 ).

Tabela 1 – Descrição da população do estudo conforme características sociodemográficas e ocupacionais, aspectos comportamentais e situação de saúde, entre trabalhadores da Saúde, Diamantina, Minas Gerais 2017 

Variáveis n %
Sexo
Masculino 59 29,1
Feminino 144 70,9
Idade (em anos)
≤38 116 57,1
≥39 87 42,9
Escolaridade (em anos de estudo)
≤11 97 47,8
≥12 106 52,2
Situação conjugal
Sem companheiro(a) 74 36,5
Com companheiro(a) 129 63,5
Tem filhos?
Sim 140 69,0
Não 63 31,0
Raça/cor da pele
Branca 37 18,2
Não branca 161 79,3
Renda familiar mensal (em salários mínimos: SM a )
≤3 SM 115 56,7
>3 SM 88 43,3
Tipo do cargo atual
Administrativo e serviços gerais 56 27,6
Cargo de nível fundamental 73 36,0
Cargo de nível técnico ou auxiliar 36 17,7
Cargo de nível superior 38 18,7
Tempo de trabalho no cargo atual (em anos)
≤5 80 39,4
>5 123 60,6
Tempo de trabalho no Sistema Único de Saúde (SUS) (em anos)
≤10 146 71,9
>10 57 28,1
Jornada de trabalho semanal
<40h 44 21,7
≥40h 159 78,3
Vínculo de emprego
Efetivo 65 32,0
Não efetivo 138 68,0
Exerce outra atividade remunerada
Não 140 69,0
Sim 63 31,0
Prática regular de atividades físicas
Sim 163 80,3
Não 40 19,7
Participa de atividades de lazer
Sim 138 68,0
Não 65 32,0
Tabagismo
Nunca fumou 164 80,8
Ex-fumante 21 10,3
Fumante atual 18 8,9
Uso abusivo de álcool
Não 190 93,6
Sim 13 6,4
Qualidade do sono no último mês
Boa ou muito boa 147 72,4
Ruim ou muito ruim 56 27,6
Doenças autorreferidas
Nenhuma 78 38,4
Uma doença 47 23,2
Duas ou mais doenças 78 38,4
Faltou ao trabalho nos últimos 12 meses, por motivo de doença
Não 124 61,1
Sim 79 38,9
Sofreu agressão no trabalho nos últimos 12 meses
Não 121 59,6
Sim 82 40,4
Participa das atividades domésticas
Não 54 26,6
Sim, frequentemente 149 73,4

a) SM: salário mínimo ao final da coleta dos dados = R$ 937,00.

A prevalência de autoavaliação negativa de saúde foi de 28,6% (IC 95% 22,4;34,8), com maior frequência entre os trabalhadores na idade de 39 anos ou mais (40,2%) e aqueles com renda familiar de até três salários mínimos (33,9%) ( Tabela 2 ).

Tabela 2 – Prevalência (%) de autoavaliação negativa de saúde e análise de sua associação com características sociodemográficas e ocupacionais, aspectos comportamentais e situação de saúde, entre trabalhadores da Saúde, Diamantina, Minas Gerais 2017 

Variáveis Prevalência (%) p-valor a RP bruta b IC 95% RP ajustada c IC 95% p-valor d
Sexo
Masculino 25,4 1,00
Feminino 29,9 0,525 1,17 (0,71;1,95)
Idade (em anos)
≤38 19,8 1,00 1,00
≥39 40,2 0,001 2,03 (1,30;3,17) 1,56 (1,01;2,40) 0,043
Escolaridade (em anos de estudo)
≤11 33,0 1,00
≥12 24,5 0,183 0,74 (0,48;1,15)
Situação conjugal
Sem companheiro(a) 24,3 1,00
Com companheiro(a) 31,0 0,310 1,27 (0,79;2,06)
Tem filhos?
Sim 32,1 1,00
Não 20,6 0,093 0,64 (0,37;1,10)
Raça/cor da pele
Branca 21,6 1,00
Não branca 29,8 0,518 1,39 (0,72;2,69)
Renda familiar mensal (em salários mínimos: SM e )
≤3 SM 33,9 1,00 1,00
>3 SM 21,6 0,054 0,64 (0,40;1,02) 0,63 (0,41;0,97) 0,037
Tipo do cargo atual
Administrativo e serviços gerais 30,4 1,00
Cargo de nível fundamental 30,1 0,99 (0,58;1,69)
Cargo de nível técnico ou auxiliar 38,9 1,28 (0,72;2,27)
Cargo de nível superior 13,2 0,091 0,43 (0,17;1,08)
Tempo de trabalho no cargo atual (em anos)
<5 27,5 1,00
>5 29,3 0,785 1,06 (0,68;1,67)
Tempo de trabalho no Sistema Único de Saúde (SUS) (em anos)
≤10 27,4 1,00
>10 31,6 0,553 1,15 (0,72;1,84)
Jornada de trabalho semanal
<40h 38,6 1,00
≥40h 25,8 0,095 0,67 (0,42;1,05)
Vínculo de emprego
Efetivo 26,2 1,00
Não efetivo 29,7 0,601 1,14 (0,70;1,84)
Exerce outra atividade remunerada
Não 32,1 1,00 1,00
Sim 20,6 0,093 0,64 (0,37;1,10) 0,55 (0,34;0,89) 0,016
Prática regular de atividades físicas
Sim 29,4 1,00
Não 25,0 0,577 0,85 (0,47;1,53)
Participa de atividades de lazer
Sim 27,5 1,00
Não 30,8 0,634 1,12 (0,71;1,76)
Tabagismo
Nunca fumou 28,0 1,00
Ex-fumante 28,6 1,02 (0,50;2,09)
Fumante atual 33,3 0,895 1,19 (0,59;2,39)
Uso abusivo de álcool
Não 27,9 1,00
Sim 38,5 0,299 1,38 (0,67;2,85)
Qualidade do sono no último mês
Boa ou muito boa 20,4 1,00 1,00
Ruim ou muito ruim 50,0 0,001 2,45 (1,62;3,71) 1,99 (1,32;2,99) 0,001
Doenças autorreferidas
Nenhuma 11,5 1,00 1,00
Uma doença 34,0 2,95 (1,42;6,15) 2,33 (1,13;4,81) 0,022
Duas ou mais doenças 42,3 0,001 3,67 (1,88;7,16) 2,63 (1,32;5,24) 0,006
Faltou ao trabalho nos últimos 12 meses, por motivo de doença
Não 22,6 1,00
Sim 38,0 0,018 1,68 (1,09;2,59)
Sofreu agressão no trabalho nos últimos 12 meses
Não 21,5 1,00 1,00
Sim 39,0 0,007 1,82 (1,17;2,81) 1,92 (1,29;2,85) 0,001
Participa das atividades domésticas
Não 40,7 1,00 1,00
Sim, frequentemente 24,2 0,021 0,59 (0,39;0,91) 0,55 (0,38;0,80) 0,002

a) Valor de p: probabilidade de significância – teste do qui-quadrado de Pearson ou teste exato de Fisher.

b) RP (razão de prevalências) e IC 95% (intervalo de confiança de 95%) – análise bivariada.

c) RP (razão de prevalências) e IC 95% (intervalo de confiança de 95%) – análise múltipla.

d) Valor de p: probabilidade de significância – modelo final da análise múltipla (método backward), ajustado pelas variáveis ‘idade’, ‘renda familiar mensal’, ‘exerce outra atividade remunerada’, ‘qualidade do sono no último mês’, ‘doenças autorreferidas’, ‘sofreu agressão no trabalho nos últimos 12 meses’ e ‘participa das atividades domésticas’.

e) SM: salário mínimo ao final da coleta dos dados = R$ 937,00

Em relação às variáveis comportamentais e de situação de saúde, maiores frequências de autoavaliação negativa de saúde foram observadas nos trabalhadores que relataram qualidade do sono ruim ou muito ruim (50,0%), os que apresentavam multimorbidades (42,3%), aqueles que haviam faltado ao trabalho por motivo de doença nos 12 meses anteriores (38,0%), os que haviam sido vítimas de agressão no trabalho no último ano (39,0%) e os que não realizavam atividades domésticas frequentemente (40,7%) ( Tabela 2 ).

No modelo hierárquico múltiplo ajustado, as variáveis ‘escolaridade’, ‘ter filhos’, ‘tipo do cargo atual’, ‘jornada de trabalho semanal’ e ‘ter faltado ao trabalho por motivo de doença’ não se mantiveram associadas à autoavaliação negativa de saúde (p>0,05). Mantiveram-se associadas as seguintes variáveis: idade igual ou superior a 39 anos (RP=1,56 – IC 95% 1,01;2,40); renda familiar acima de três salários mínimos (RP=0,63 – IC 95% 0,41;0,97); exercer outra atividade remunerada (RP=0,55 – IC 95% 0,34;0,89); relato de qualidade de sono ruim ou muito ruim no mês anterior à pesquisa (RP=1,99 – IC 95% 1,32;2,99); presença de morbidade (RP=2,33 – IC 95% 1,13;4,81) ou de multimorbidades (RP=2,63 – IC 95% 1,32; 5,24); ter sofrido agressão no local de trabalho nos 12 meses anteriores à realização da entrevista (RP=1,92 – IC 95% 1,29;2,85); e participação frequente nas atividades domésticas (RP=0,55 – IC 95% 0,38;0,80) ( Tabela 2 ).

Discussão

O presente estudo revelou elevada prevalência de autoavaliação negativa de saúde entre trabalhadores da rede de saúde da zona urbana do município de Diamantina e sua associação com fatores sociodemográficos, ocupacionais, comportamentais e de situação de saúde.

A prevalência observada nesta pesquisa (28,6%) foi superior às encontradas em três outros estudos também realizados com trabalhadores do setor: (i) 15,8% entre enfermeiras da Atenção Básica (2018); 20 (ii) 21,8% entre trabalhadores da APS (2010); 15 e (iii) 22,4% entre trabalhadores da enfermagem de hospitais públicos (2013). 17 Contudo, a prevalência encontrada em Diamantina foi inferior à prevalência de 37,1% verificada entre enfermeiros de diferentes níveis da atenção à saúde de Pelotas, RS (2013). 16

As diferenças observadas na prevalência de autoavaliação negativa de saúde entre trabalhadores nos estudos supracitados podem estar relacionadas às características do processo de trabalho nos diferentes níveis de atenção à saúde. 20 Seria possível considerar, por exemplo, que o contato constante com a morte e o sofrimento de pacientes submetidos a procedimentos de maior complexidade produzam mais danos, com potenciais repercussões à saúde mental desses trabalhadores, quando comparado aos demais níveis de cuidado. 20 Ademais, fatores como demanda e controle sobre o trabalho, autonomia, apoio social e satisfação têm se mostrado associados ao estresse ocupacional, à suspeição da síndrome de burnout e à pior autoavaliação de saúde entre trabalhadores da Saúde. 17 Para verificar tais hipóteses, faz-se necessário realizar estudos que possibilitem avaliar a associação entre autoavaliação negativa de saúde e as características dos processos de trabalho nos diferentes níveis de atenção à saúde no Brasil.

No presente estudo, trabalhadores com idade igual ou superior a 39 anos apresentaram maior prevalência de autoavaliação negativa de saúde, comparados a trabalhadores mais jovens. Este resultado foi também observado em outras pesquisas que adotaram o mesmo indicador. 3 Em conjunto, esse alinhamento de resultados evidencia, enquanto se avança para faixas etárias maiores, uma piora no estado geral de saúde – possivelmente, em função da presença de multimorbidades e incapacidades funcionais mais prevalentes em indivíduos mais velhos –, podendo levar à autoavaliação negativa da saúde. 24

Há evidências de que a duração e a qualidade do sono têm relação com uma ampla gama de desfechos negativos de saúde, incluindo hipertensão, diabetes, obesidade e depressão. 25 Estudos anteriores evidenciaram associações entre baixa qualidade do sono e autoavaliação negativa de saúde entre trabalhadores do setor, 18 estudantes universitários 26 e população geral. 8 O estresse ocupacional é um possível fator de risco para a insônia e mudanças no padrão e na qualidade do sono. 27

Encontrou-se maior prevalência de autoavaliação negativa de saúde com gradiente positivo entre os indivíduos que relataram diagnóstico médico de uma doença ou que apresentavam multimorbidades, se comparada à prevalência observada no grupo que relatou não possuir diagnóstico médico algum. Este resultado vai ao encontro dos observados em outros estudos documentados pela literatura. 3 Reforça-se, assim, que a tomada de consciência pelo sujeito – por meio de diagnóstico médico – da instalação de uma ou mais doenças é fator determinante na autoavaliação do estado de saúde. 3

Os trabalhadores que relataram terem sido vítimas de algum tipo de agressão nos 12 meses anteriores à realização da entrevista apresentaram maior prevalência de autoavaliação negativa de saúde. A exposição a atos violentos, tais como conflitos no ambiente de trabalho e experiências de agressão praticada por colegas ou usuários dos serviços, é reconhecida como uma dimensão do estresse ocupacional e compromete a saúde física e mental dos trabalhadores, com repercussões negativas para a autopercepção do estado de saúde 15 e para a qualidade subjetiva do sono. 27

Entre os indivíduos que possuíam renda familiar mensal superior a três salários mínimos, observou-se menor prevalência de autoavaliação negativa de saúde, frente àqueles cuja renda era de até três salários. Estudos apontam uma relação positiva entre indicadores socioeconômicos, como renda e escolaridade, e melhor estado de saúde dos indivíduos, além de melhores condições de trabalho. 3 Registra-se, por exemplo, que indivíduos com maiores níveis de renda têm mais possibilidades de investimento em cuidados médicos ou alimentação adequada; e tendem a adotar comportamentos saudáveis, que melhoram a qualidade de vida, tais como a prática de atividades físicas e o hábito de não fumar. 3

Nesta pesquisa, trabalhadores que relataram exercer outra atividade remunerada e aqueles que realizavam atividades domésticas com frequência apresentaram menor prevalência de autoavaliação negativa de saúde. Geralmente, o tempo despendido em múltiplos vínculos de emprego ou afazeres domésticos são analisados como extensão da jornada de trabalho, o que acarretaria consequências negativas para a saúde e, consequentemente, pior avaliação do estado de saúde. 20 Porém, deve-se também considerar a hipótese de a autoavaliação positiva de saúde ser um fator que traz ao sujeito a percepção de estar em condições para realizar tanto outra atividade remunerada quanto as atividades domésticas. Segundo Rodrigues e Maia, 29 a saúde é determinante fundamental da capacidade produtiva das pessoas, ou seja, ter boa saúde significaria estar mais disposto a exercer atividades dentro e fora do mercado de trabalho.

O presente estudo apresenta limitações, a serem ponderadas na análise de seus resultados: (i) o desenho transversal não permite inferir a temporalidade nas relações entre parte das variáveis independentes e o desfecho; (ii) a ausência de associações pode estar relacionada à prevalência reduzida de alguns fatores na população focalizada; (iii) os resultados podem ter sido subestimados pelo efeito do trabalhador sadio, ao serem considerados elegíveis aqueles em exercício no momento da coleta de dados; e (iv) a inclusão apenas de trabalhadores da zona urbana do município não permitiu investigar especificidades da população trabalhadora de estabelecimentos localizados na zona rural.

O principal resultado do estudo foi que aproximadamente um terço dos trabalhadores da rede municipal de saúde de Diamantina avaliaram negativamente sua própria saúde. Fatores individuais e ocupacionais associaram-se a essa percepção. Tais achados corroboram outros estudos cujas evidências são conclusivas de elevada prevalência de autopercepção negativa da saúde entre trabalhadores da Saúde.

Resultados de diversas pesquisas reforçam a relevância de investigações envolvendo a autoavaliação de saúde, incluindo delineamentos que permitem estabelecer relações com o trabalho. Compreender as causas da autoavaliação negativa de saúde constitui, portanto, caminho para propor ações prioritárias de promoção da saúde, tendo em vista a melhoria das condições de trabalho e a prevenção de efeitos lesivos aos trabalhadores. Essas intervenções têm potenciais efeitos positivos em várias dimensões, desde fatores individuais até aspectos laborais extensivos ao coletivo desses trabalhadores, com repercussão na qualidade da atenção prestada aos usuários e, em última instância, contribuem para o cumprimento das diretrizes e objetivos do Sistema Único de Saúde.

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Editora associada: Doroteia Aparecida Höfelmann – orcid.org/0000-0003-1046-3319

*O estudo recebeu apoio financeiro da Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de Minas Gerais (FAPEMIG) e do Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq), órgão vinculado ao Ministério da Ciência, Tecnologia, Inovações e Comunicações do Brasil (APQ-01099-14).

Recebido: 27 de Setembro de 2019; Aceito: 11 de Fevereiro de 2020

Endereço para correspondência: Rose Elizabeth Cabral Barbosa – Rua Mauro Araújo Moreira, nº 902, apto. 201, Bairro Augusta Mota, Montes Claros, MG, Brasil. CEP: 39401-389 E-mail: rosebarbosa.moc@gmail.com

Contribuição dos autores

Barbosa REC e Fonseca GC contribuíram na análise e interpretação dos dados, redação e revisão crítica do conteúdo do manuscrito. Azevedo DSS e Simões MRL contribuíram na interpretação dos dados e revisão crítica do manuscrito. Duarte ACM contribuiu na concepção e delineamento do estudo, e revisão crítica do manuscrito. Alcântara MA contribuiu na concepção e delineamento do estudo, interpretação dos dados e revisão crítica do manuscrito. Todos os autores aprovaram a versão final do manuscrito e declaram-se responsáveis por todos os aspectos do trabalho, garantindo sua precisão e integridade.

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