Tendência da mortalidade por doença renal crônica no Brasil: estudo ecológico

RESUMO

Objetivo:

Analisar a mortalidade por doença renal crônica no Brasil segundo sexo, faixa etária e região de residência, no período de 2009 a 2020.

Métodos:

Estudo de série temporal, tendo os óbitos como unidade de análise, utilizando-se o Sistema de Informação sobre Mortalidade. A taxa de mortalidade foi padronizada pelo método direto, e a tendência temporal analisada pelo método de Prais-Winsten.

Resultados:

Tendência crescente da mortalidade por doença renal crônica, variando de 2,82, em 2009, para 3,24 em 2020 (incremento médio anual de 1,29%; IC_95% 0,73;1,85), com maior incremento no sexo masculino (1,14% ao ano; IC_95% 0,52;1,76), na faixa etária com 75 anos e mais (2,23% ao ano; IC_95% 1,87;2,60), nas regiões Norte (3,86% ao ano; IC_95% 1,86;5,90) e Nordeste (3,36% ao ano; IC_95% 2,24;4,50).

Conclusão:

A mortalidade por doença renal crônica apresentou tendência crescente no período, com disparidades sociodemográficas.

Palavras-chave:
Doença Renal Crônica; Mortalidade; Estudos de Séries Temporais; Epidemiologia

ABSTRACT

Objective:

To analyze chronic kidney disease mortality in Brazil according to sex, age group and region of residence, from 2009 to 2020.

Methods:

This was a time series study having deaths as its unit of analysis, based on Mortality Information System data. The mortality rate was standardized using the direct method and the temporal trend was analyzed using the Prais-Winsten method.

Results:

There was a rising trend in chronic kidney disease mortality, ranging from 2.82, in 2009, to 3.24 in 2020 (average annual increase 1.29%; 95%CI 0.73;1.85), with a greater increase in males (1.14% per year; 95%CI 0.52;1.76), those aged 75 years and over (2.23% per year; 95%CI 1.87; 2.60) and in the Northern Region (3.86% per year; 95%CI 1.86;5.90) and Northeast Region (3.36% per year; 95%CI 2.24;4.50).

Conclusion:

Chronic kidney disease mortality showed a rising trend in the period, with sociodemographic disparities.

Keywords:
Chronic Kidney Disease; Mortality; Time Series Studies; Epidemiology

RESUMEN

Objetivo:

Analizar la mortalidad por enfermedad renal crónica en Brasil según sexo, grupo de edad y región de residencia, de 2009 a 2020.

Métodos:

Estudio de serie temporal con óbitos como unidad de análisis, utilizando el Sistema de Información sobre Mortalidad. La tasa de mortalidad se estandarizó por el método directo y la tendencia temporal se analizó por el método de Prais-Winsten.

Resultados:

Tendencia creciente de la mortalidad por enfermedad renal crónica, variando de 2,82, en 2009, a 3,24 en 2020 (incremento promedio anual 1,29%; IC_95% 0,73;1,85), con mayor aumento en el sexo masculino (1,14% por año; IC_95% 0,52;1,76), con 75 años y más (2,23% por año; IC_95% 1,87;2,60) y en las Regiones Norte (3,86% por año; IC_95% 1,86;5,90) y Nordeste (3,36% por año; IC_95% 2,24;4,50).

Conclusión:

La mortalidad por enfermedad renal crónica mostró una tendencia creciente en el período, con disparidades sociodemográficas.

Palabras clave:
Enfermedad Renal Crónica; Mortalidad; Estudios de Series Temporales; Epidemiología

Contribuições do estudo

Principais resultados

Observou-se tendência crescente da mortalidade em ambos os sexos, com maior incremento para sexo masculino, idade acima de 75 anos e regiões Norte e Nordeste do país; a região Centro-Oeste apresentou maior mortalidade, em todo o período.

Implicações para os serviços

Os resultados apontam para a necessidade da implementação de políticas públicas com diretrizes de enfrentamento à doença renal crônica, focadas no fortalecimento da Atenção Primária à Saúde (APS).

Perspectivas

Ampliar o acesso a serviços de saúde, a educação em saúde e a integração entre APS, vigilância em saúde e atenção especializada são estratégias que, possivelmente, mostrar-se-iam eficientes no manejo dessa condição crônica de saúde.

INTRODUÇÃO

A doença renal crônica (DRC) constitui importante causa direta de morte e fator de risco para diversos problemas de saúde,^1),(2 principalmente os cardiovasculares.³ A DRC tem impactos econômicos e afeta diretamente a qualidade de vida dos doentes.^4),(5)

No mundo, estima-se que aproximadamente 850 milhões de pessoas sejam portadoras de doença renal.¹ Em 2019, a doença renal foi responsável por 3,16 milhões de mortes no mundo.^6),(7 De 1990 a 2017, a mortalidade global por doenças crônicas não transmissíveis (DCNTs) diminuiu; entretanto, não foi observado declínio semelhante da DRC no período.⁸ Estimativas também indicam que 7,6% de todas as mortes por doença cardiovascular (DCV) ocorridas em 2017 estejam - provavelmente - relacionadas a alterações da função renal;³ somados, os óbitos por DRC ou DCV atribuídos à DRC representaram 4,6% das mortes por todas as causas.³ A DRC é definida como uma lesão renal capaz de afetar tanto a estrutura quanto a função renal e/ou taxa de filtração glomerular, independentemente da causa.⁴ Ela é caracterizada por uma evolução silenciosa, progressiva e irreversível.^5),(9

A progressão da DRC para estágios mais avançados leva à necessidade de terapias renais substitutivas (hemodiálise, diálise peritoneal e transplante renal), no sentido de preservar a vida dos portadores, embora com elevado custo para os sistemas de saúde.¹⁾ Ainda, a progressão da DRC contribui para a diminuição da qualidade de vida, além de favorecer a ocorrência de complicações cardiovasculares.¹⁰⁾

No Brasil, a mortalidade por DRC, no período de 2009 a 2019, aumentou cerca de 40%, saindo da décima primeira para a nona posição entre as causas de morte, especialmente em idosos.¹¹

Nesse contexto, a identificação do perfil da população brasileira sob risco revela-se uma estratégia importante na implementação de políticas públicas dirigidas ao enfrentamento da DRC.

O presente estudo teve como objetivo analisar a tendência da mortalidade por DRC no Brasil, segundo sexo, faixa etária e macrorregião de residência, no período de 2009 a 2020.

MÉTODOS

Desenho do estudo

Estudo ecológico de série temporal, com análise da mortalidade por DRC no Brasil, segundo sexo, faixa etária e região de residência no país, no período de 2009 a 2020, utilizando-se os óbitos registrados como unidade de análise.

Contexto

O Brasil é constituído de 5.570 municípios, subdivididos em 27 Unidades da Federação (UFs) distribuídas em cinco macrorregiões nacionais: Norte, Nordeste, Sudeste, Sul e Centro-Oeste. Em 2022, o país somava 203.062.512 habitantes, sendo a região Sudeste a mais populosa, com 84,8 milhões de hab. ou 41,8% da população brasileira, seguida pelas regiões Nordeste (26,9%), Sul (14,7%), Norte (8,5%) e Centro-Oeste (8,0%).¹² Considerando--se as diversidades regionais da população brasileira, avaliar a taxa de mortalidade estratificada por sexo, idade e região de residência subsidia o conhecimento do perfil epidemiológico da população, ao permitir a evolução e comparação do nível de saúde ao longo do tempo e, consequentemente, colaborar no planejamento de ações de enfrentamento para a condição analisada.¹³

Em junho de 2021, foi feita a coleta dos dados da mortalidade por DRC no Sistema de Informação sobre Mortalidade (SIM). São dados relativos aos óbitos ocorridos no período de 2009 a 2019; em maio de 2022, uma atualização da coleta acrescentou os registros das ocorrências em 2020. Posteriormente, foram realizadas as análises.

Participantes

Foram incluídos na análise os óbitos cuja causa básica registrada na Declaração de Óbito (DO) foi a DRC, identificada pelo correspondente código N18 da Décima Revisão da Classificação Estatística Internacional de Doenças e Problemas Relacionados à Saúde (CID-10).

Variáveis

Foi calculada a taxa anual de mortalidade, por 100 mil hab., padronizada por idade. Este indicador foi calculado segundo sexo (masculino; feminino), faixa etária (em anos: menos de 1; 1 a 4; 5 a 14; 15 a 24; 25 a 34; 35 a 44; 45 a 54; 55 a 64; 65 a 74; 75 e mais), ano do óbito (entre 2009 e 2020) e macrorregião de residência (Norte; Nordeste; Sul; Sudeste; Centro-Oeste).

Coleta de dados

Foram utilizados (i) os dados do SIM e (ii) as estimativas anuais de população residente, do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE), ambos disponíveis no site do Departamento de Informática do Sistema Único de Saúde (Datasus).¹⁴

Análise de dados

A padronização foi feita pelo método direto, utilizando-se a população brasileira em 2010 como padrão. O método direto garante a comparação dos indicadores ao longo do período e entre as unidades geográficas estudadas. Para o cálculo da mortalidade padronizada específica por sexo e por faixa etária, os dados preenchidos como ignorados foram excluídos das análises.

As tendências temporais foram estimadas segundo o método de Prais-Winsten para regressão linear generalizada. Trata-se de um método adequado à análise de dados que podem ser influenciados pela autocorrelação serial, que permite estimar o valor do coeficiente de inclinação da regressão. A autocorrelação linear rompe com uma das principais premissas da análise de regressão linear simples: a independência dos resíduos.¹⁵ Foi adotado o nível de significância de p-valor = 0,05 como valor crítico para a análise das tendências. O incremento médio anual foi calculado utilizando-se a seguinte fórmula:¹⁵⁾

incremento médio anual = a+10^b

onde “a” corresponde ao valor da mortalidade no ano zero da série (intersecção entre os eixos X e Y) e “b” corresponde ao coeficiente de inclinação da reta obtido na análise de regressão. O intervalo de 95% de confiança do incremento médio anual percentual no período foi calculado a partir da seguinte fórmula:¹⁵⁾

IC_95% = -1+10^[(b ± t*EP)]

onde “t” é o valor em que a distribuição t de Student apresenta 11 graus de liberdade, em um nível de confiança de 95% bicaudal, e “EP” é o erro-padrão da estimativa de “b” fornecido pela análise de regressão. As análises foram realizadas utilizando-se o software Stata 14.0. (StataCorp. 2015. Stata Statistical Software: Release 14. College Station, TX: StataCorp LP). O cálculo do incremento anual foi realizado utilizando-se o software Microsoft Excel 2007.

Aspectos éticos

Este trabalho não foi submetido a um Comitê de Ética em Pesquisa (CEP) porque as bases de dados utilizadas são de acesso público e anonimizadas.

RESULTADOS

Entre 2009 e 2020, foram registrados 81.034 óbitos por DRC no Brasil. A maior parte dos óbitos ocorreu no sexo masculino (57,4%), destacando-se a faixa etária de 75 anos e mais (43,1%). A propósito da idade, observou-se aumento na proporção de óbitos com a elevação da faixa etária. A região Sudeste foi a que registrou o maior número de ocorrências: 47,5% (Tabela 1).

Para o cálculo da mortalidade padronizada específica por sexo, foram excluídos da análise 9 óbitos, e para a faixa etária, foram excluídos 35, por apresentarem informações ignoradas nesses campos.

A mortalidade por DRC no Brasil, padronizada de acordo com o sexo, no período de 2009 a 2020 (Figura 1), foi maior no sexo masculino; porém, houve tendência de aumento para ambos os sexos.

As maiores taxas de mortalidade foram observadas na população das faixas etárias mais envelhecidas. A faixa de idade idade de 75 e mais anos apresentou a maior taxa de mortalidade por DRC, enquanto a de 65 a 74 anos ocupou a segunda colocação, em relação às demais faixas etárias, durante todo o período (Figura 2).

A taxa de mortalidade por DRC de acordo com a região geográfica do país foi maior entre residentes do Centro-Oeste, ao longo de todo o período analisado. A partir de 2015, a região Norte assumiu a segunda colocação. A região Nordeste permaneceu com a menor mortalidade, de 2009 até 2013, voltando a ocupar essa posição após 2018. No período de 2014 a 2017, a região Sul apresentou a menor mortalidade entre todas as regiões (Figura 3).

A análise mostrou tendência crescente da taxa de mortalidade por DRC no Brasil, no período de 2009 a 2020, variando de 2,82 em 2009 para 3,24 em 2020 (incremento médio anual de 1,29%; IC_95% 0,73;1,85), para ambos os sexos, para as faixas etárias acima de 75 anos e para as regiões Norte e Nordeste. Apenas a faixa etária de 35 a 44 anos apresentou tendência decrescente; entre as demais, a tendência foi estacionária (Tabela 2).

Tabela 1
Características sociodemográficas dos óbitos por doença renal crônica (N = 81.034), Brasil, 2009-2020

Ano do óbito	2009		2010		2011		2012		2013		2014		2015		2016		2017		2018		2019		2020		Total
	n	%	N	%	n	%	n	%	n	%	N	%	N	%	N	%	N	%	N	%	N	%	N	%	N	%
Sexo
Masculino	3.045	58	3.222	57,3	3.458	57,9	3.352	57,6	3.483	56,4	3.592	56,7	3.931	57,1	4.123	57,6	4.277	57,3	4.610	56,7	4.916	58,2	4.485	57,8	46.494	57,4
Feminino	2.200	42	2.400	42,7	2.518	42,1	2.472	42,4	2.695	43,6	27.43	43,3	2.954	42,9	3.040	42,4	3.191	42,7	3.514	43,2	3.526	41,8	3.278	42,2	34.531	42,6
Ignorado	1	-	-	-	-	-	-	-	-	-	3	-	-	-	1	-	2	-	2	-	-	-	-	-	9	-
Faixa etária (em anos)
< 1	4	0,1	10	0,2	4	0,1	3	0,1	2	-	3	-	5	0,1	2	-	4	0,1	10	0,1	8	0,1	2	-	57	0,1
01-04	9	0,2	10	0,2	5	0,1	12	0,2	9	0,1	8	0,1	9	0,1	11	0,2	6	0,1	10	0,1	8	0,1	5	0,1	102	0,1
05-14	26	0,5	17	0,3	24	0,4	24	0,4	13	0,2	9	0,1	22	0,3	25	0,3	20	0,3	10	0,1	13	0,2	17	0,2	220	0,3
15-24	74	1,4	76	1,4	77	1,3	71	1,2	57	0,9	80	1,3	62	0,9	70	1	61	0,8	81	1	70	0,8	81	1	860	1,1
25-34	156	3	184	3,3	144	2,4	133	2,3	149	2,4	140	2,2	147	2,1	151	2,1	165	2,2	154	1,9	133	1,6	157	2	1.813	2,2
35-44	299	5,7	284	5,1	317	5,3	297	5,1	300	4,9	320	5	311	4,5	340	4,7	336	4,5	312	3,8	328	3,9	343	4,4	3.787	4,7
45-54	602	11,5	674	12	659	11	640	11	624	10,1	580	9,2	631	9,2	714	10	633	8,5	675	8,3	679	8	666	8,6	7.777	9,6
55-64	909	17,3	985	17,5	1.067	17,9	982	16,9	1054	17,1	1037	16,4	1.093	15,9	1.112	15,5	1.224	16,4	1.338	16,5	1.359	16,1	1.270	16,4	13.430	16,6
65-74	1.145	21,8	1.166	20,7	1.275	21,3	1.260	21,6	1.320	21,4	1.428	22,5	1.524	22,1	1.604	22,4	1.674	22,4	1.921	23,6	1.933	22,9	1.756	22,6	18.006	22,2
≥ 75	2.015	38,4	2.212	39,3	2.402	40,2	2.400	41,2	2.645	42,8	2.732	43,1	3.080	44,7	3.128	43,7	3.345	44,8	3.611	44,4	3.911	46,3	3.466	44,6	34.947	43,1
Idade ignorada	7	0,1	4	0,1	2	-	2	-	5	0,1	1	-	1	-	7	0,1	2	-	4	-	-	-	-	-	35	0
Região de residência
Norte	310	5,9	312	5,5	363	6,1	345	5,9	331	5,4	383	6	409	5,9	470	6,6	552	7,4	584	7,2	659	7,8	591	7,6	5.309	6,6
Nordeste	1.051	20	1.087	19,3	1.336	22,4	1.276	21,9	1.409	22,8	1.493	23,6	1.633	23,7	1.794	25	1.831	24,5	1.910	23,5	2.042	24,2	1.825	23,5	18.687	23,1
Sudeste	2.608	49,7	2.891	51,4	2.903	48,6	2.904	49,9	3.045	49,3	3.048	48,1	3.304	48	3.389	47,3	3.518	47,1	3.765	46,3	3.763	44,6	3.382	43,6	38.520	47,5
Sul	868	16,5	908	16,2	959	16	867	14,9	994	16,1	920	14,5	1.032	15	1.087	15,2	1.099	14,7	1.351	16,6	1.328	15,7	1.389	17,9	12.802	15,8
Centro-Oeste	409	7,8	424	7,5	415	6,9	432	7,4	399	6,5	494	7,8	507	7,4	424	5,9	470	6,3	516	6,3	650	7,7	576	7,4	5.716	7,1
TOTAL	5.246	100	5.622	100	5.976	100	5.824	100	6.178	100	6.338	100	6.885	100	7.164	100	7.470	100	8.126	100	8.442	100	7.763	100	81.034	100

• Fonte: Coordenação-Geral de Informações e Análises Epidemiológicas, Secretaria de Vigilância em Saúde e Ambiente, Ministério da Saúde (CGIAE/SVSA/MS); Sistema de Informação sobre Mortalidade (SIM).

Figura 1
Taxa de mortalidade por doença renal crônica segundo o sexo,^a Brasil, 2009-2020

Figura 2
Taxa de mortalidade por doença renal crônica de acordo com a faixa etária da vítima,^a Brasil, 2009-2020

Figura 3
Taxa de mortalidade por doença renal crônica de acordo com a região de residência da vítima,^a Brasil, 2009-2020

Tabela 2
Valores e análise de tendência da taxa de mortalidade por doença renal crônica, Brasil, 2009-2020

Desagregação	Coeficiente de mortalidade			Betab	p-valor	Taxa de incremento médio anual (%)	IC95% c	Interpretação
	2009	2015	2020
Sexo
Masculino	3,72	3,99	3,98	0,005	0,002	1,14	0,52;1,76	Crescente
Feminino	2,13	2,30	2,23	0,004	0,008	0,82	0,28;1,37	Crescente
Faixa etária (em anos)
≤ 4	0,08	0,09	0,05	0,002	0,768	0,54	-3,34;4,58	Estacionária
5-14	0,08	0,07	0,06	-0,012	0,385	-2,82	-9,32;4,15	Estacionária
15-24	0,21	0,18	0,24	0,000	0,888	0,10	-1,46; 1,69	Estacionária
25-34	0,47	0,42	0,46	-0,003	0,527	-0,58	-2,50; 1,38	Estacionária
35-44	1,12	1,04	1,04	-0,003	0,018	-0,79	-1,40; -0,17	Decrescente
45-54	2,78	2,58	2,54	-0,004	0,094	-0,95	-2,07; 0,18	Estacionária
55-64	6,49	6,21	6,17	-0,001	0,664	-0,23	-1,33;0,89	Estacionária
65 a 74	13,61	14,66	14,33	0,006	0,001	1,42	0,78;2,06	Crescente
≥ 75	37,95	45,85	44,74	0,010	< 0,001	2,23	1,87; 2,60	Crescente
Região de residência
Norte	2,92	3,30	4,07	0,016	0,002	3,86	1,86;5,90	Crescente
Nordeste	2,12	2,83	2,83	0,014	< 0,001	3,36	2,24;4,50	Crescente
Sudeste	3,04	3,10	2,77	-0,002	0,187	-0,41	-1,05;0,23	Estacionária
Sul	3,02	2,85	3,28	0,003	0,309	0,76	-0,80;2,35	estacionária
Centro-Oeste	7,99	7,47	7,05	-0,004	0,297	-0,92	-2,75;0,93	Estacionária
TOTAL	2,82	3,03	3,24	0,006	< 0,001	1,29	0,73;1,85	Crescente

• a) Regressão de Prais-Winsten; b) Coeficiente de inclinação da reta; c) IC_95%: Intervalo de confiança de 95%.

DISCUSSÃO

No Brasil, de 2009 a 2020, a DRC apresentou tendência crescente da taxa de mortalidade para ambos os sexos, mais evidente para a faixa etária de 75 anos e mais e nas macrorregiões Norte e Nordeste do país. O estudo mostrou que, na região Centro-Oeste, o número de óbitos foi maior em todo o período, embora a taxa de mortalidade tenha apresentado tendência estacionária. Destaca-se a tendência decrescente da taxa de mortalidade apenas para a faixa etária de 35 a 44 anos, enquanto, para as demais desagregações, os dados demonstraram estabilidade.

Pelo fato de a DRC ser consequência de várias condições que levam à morte, como a hipertensão e o diabetes mellitus, a mortalidade é subdimensionada como causa básica de morte e registrada com baixa frequência nas estatísticas oficiais.¹⁶ Neste contexto, considerando-se a tendência crescente da mortalidade no período estudado, é possível associá-la à melhoria da qualidade de preenchimento da causa básica de óbito, na DO.¹⁷ É importante ter em mente que a magnitude da mortalidade por DRC pode ser mais expressiva do que a apresentada nesta análise, considerando-se a subnotificação.

Nesta análise, a mortalidade por DRC foi maior entre o sexo masculino, resultado consistente com a literatura.^1),(18 Entretanto, na Austrália e Nova Zelândia, a mortalidade é maior no sexo feminino, frente ao masculino.¹⁹ A diferença na mortalidade por DRC entre os sexos no Brasil pode ser atribuída ao fato de as mulheres buscarem mais os serviços de saúde, seja para consultas preventivas, seja para realização de exames.²⁰ A adoção de comportamentos de risco, como alimentação inadequada, uso de álcool e tabagismo, também pode explicar a maior mortalidade masculina.²⁰

Mais de dois terços dos óbitos por DRC ocorreram nas faixas etárias acima de 65 anos. Embora a DRC possa acometer indivíduos de qualquer idade, pessoas idosas e com comorbidades associadas apresentam maior risco.^2),(19 Este achado também pode refletir a acessibilidade aos serviços de saúde, a qualidade do cuidado, ou mesmo as mudanças na expectativa e nas condições de vida da população brasileira.

A região Centro-Oeste apresentou a maior mortalidade em todo o período estudado, seguida da região Norte a partir do ano de 2015. Em um estudo realizado sobre o período de 2008 a 2016, as regiões Centro-Oeste e Norte apresentaram menor proporção de internação por DRC, sugerindo desigualdades na oferta de serviços de atenção à saúde entre regiões,²¹ com reflexos, também, na mortalidade.

Norte e Nordeste apresentaram tendência crescente na taxa de mortalidade por DRC, no período analisado, enquanto o Sul e Sudeste a tendência foi de estabilidade. Historicamente, as regiões Norte e Nordeste apresentam os indicadores socioeconômicos mais baixos do país,²² e isso pode interferir na mortalidade. Em uma análise realizada por Baptista e Queiroz (2019),²³ estas mesmas regiões apresentaram aumento da mortalidade por DCV e demais DCNTs no período de 2001 a 2015. Esses dados podem estar relacionados ao envelhecimento da população, acessibilidade ao cuidado em saúde, estrutura da rede de assistência, entre outras questões socioeconômicas das regiões brasileiras.¹⁷ O achado corrobora a análise feita sobre o perfil epidemiológico de pessoas em terapia renal substitutiva no Brasil, em que a região Sudeste apresentou a maior taxa de 2010 a 2017.²⁴

Segundo um inquérito sobre DRC realizado com 167 países, tanto a mortalidade quanto a morbidade têm aumentado em todo o mundo.¹⁹ Entre Brasil, Rússia, Índia, China e África do Sul (BRICS), a mortalidade por DRC padronizada por idade, no ano de 2017, segundo o Estudo da Carga Global de Doenças (GBD), foi maior na Índia (22,3 por 100 mil hab.) e África do Sul (22,3 por 100 mil hab.), seguido do Brasil (16,1 por 100 mil hab.). Ainda segundo o GBD, entre os países da América do Sul que participaram do estudo, o Equador apresentou a maior mortalidade (40,2 por 100 mil hab.), o Uruguai (12,9 por 100 mil hab.) a menor, e o Brasil ocupou a décima posição.³⁾ Apesar da crescente mortalidade por DRC, esta problemática muitas vezes não é incluída nas principais estratégias de controle de doenças crônicas, apresentando um obstáculo ao enfrentamento e controle da DRC.¹

Estudos sugerem que o acesso limitado à terapia renal substitutiva, tanto para iniciar o cuidado quanto para mantê-lo, combinado com a prevalência de diabetes mellitus e hipertensão, tem contribuído para o aumento da mortalidade por DRC.^3),(19 Adicionalmente, há uma lacuna entre o número total de pessoas com DRC e os que têm acesso aos serviços de terapia renal substitutiva.¹ Embora a terapia renal substitutiva evite a morte iminente em pessoas com DRC avançada, aqueles tratados com diálise apresentam maior risco de morte do que a população geral, principalmente por condições cardiovasculares.¹⁹ A oferta de terapia renal substitutiva, tão somente, não garante a redução da mortalidade. É necessário empreender ações governamentais com diretrizes de enfrentamento aos determinantes e condicionantes da DRC, com foco principalmente no fortalecimento da Atenção Primária à Saúde (APS).

O advento da pandemia da covid-19, no ano de 2020, pode ter influenciado a mortalidade por DRC. Mesmo que todas as populações sejam vulneráveis à infecção por SARS-CoV-2, indivíduos portadores de condições crônicas preexistentes são mais propensos a ter resultados graves de covid-19²⁵ ou, ainda, piorar as condições preexistentes.²⁶⁾

A mitigação da progressão da DRC para um estágio mais avançado e redução da mortalidade depende de intervenções oportunas, do rastreio dos fatores de risco e da qualidade do cuidado recebido em todas as fases da doença (assintomática, pré-dialítica, dialítica). A Política Nacional de Atenção ao Portador de Doença Renal, instituída pelo Ministério da Saúde em 15 de junho de 2004, com a publicação da Portaria n^o 1.168,²⁷ a Portaria nº 389, de 13 de março de 2014, que define os critérios para a organização da linha de cuidado da pessoa com DRC,²⁸ e mais recentemente, a Linha de Cuidado para a DRC,²⁹ são dispositivos legais que têm como principal objetivo garantir a integralidade na assistência, por meio da promoção, proteção, recuperação e reabilitação da saúde, que perpasse todos os níveis de atenção. Ressalta--se o papel da APS no acompanhamento longitudinal e na coordenação do cuidado juntamente com a atenção especializada, seja na identificação, orientação e gerenciamento da assistência à DRC e aos fatores determinantes e condicionantes, seja no direcionamento na Rede de Atenção à Saúde (RAS).²⁹

As limitações deste estudo devem ser consideradas na interpretação dos resultados. Foram utilizados dados secundários de mortalidade e demográficos, e as bases de dados nacionais sobre mortalidade podem apresentar cobertura irregular; pode ocorrer subnotificação, em diferentes proporções, entre as localidades do país, gerando subestimação da mortalidade.¹⁷ Outra limitação importante do estudo é que, a partir do SIM, não é possível identificar o estágio da doença (função renal) ou a fase (dialítica ou não). Imprecisões no preenchimento da DO podem comprometer o cálculo da mortalidade. Entretanto, o SIM apresenta boa cobertura no Brasil^17),(30 e, sendo assim, o acesso público e facilitado a esses dados pode ser considerado um ponto positivo.

Observa-se um aumento na mortalidade por DRC no Brasil ao longo dos anos, disparidades demográficas e maior risco desse evento no sexo masculino e em idosos. Os resultados encontrados por este estudo demonstram a necessidade de um olhar diferenciado para a DRC, principalmente na APS, com vistas a melhorar as estratégias de identificação precoce. Além disso, a conscientização da população e a educação permanente e continuada dos profissionais, sobre a DRC e os fatores de risco, podem contribuir com a melhoria do cenário apresentado.

Os cuidados oferecidos às pessoas com DRC não devem se restringir ao fornecimento de terapia renal substitutiva. Ademais da oferta oportuna da terapia renal substitutiva, deve-se, principalmente, direcionar a identificação dos indivíduos em risco de desenvolver a doença renal, focando a detecção precoce, o cuidado integral e longitudinal, para mitigar sua progressão. A integração entre os serviços da atenção primária, vigilância em saúde e atenção especializada é uma estratégia que pode se mostrar eficiente no manejo da DRC.

A DRC é um fator contribuinte para a morbidade e mortalidade por condições crônicas não transmissíveis, e o enfrentamento efetivo a ela pode colaborar para o cumprimento da meta 3.4 dos Objetivos de Desenvolvimento Sustentável (ODS) pelo Brasil, no sentido do cumprimento da Agenda 2030 da Organização das Nações Unidas (ONU): Ter reduzido a mortalidade prematura por doenças não transmissíveis em um terço, até 2030.

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Editado por

Editora associada:

Doroteia Aparecida Höfelmann - orcid.org/0000-0003-1046-3319

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  27 Nov 2023
• Data do Fascículo
  2023

Histórico

• Recebido
  14 Fev 2023
• Aceito
  04 Set 2023