mortalidade por infarto agudo do miocárdio no brasil...
TRANSCRIPT
Mortalidade por infarto agudo do miocárdio no Brasil: análise do efeito da idade-
período-coorte
Mortality for acute myocardial infarction in Brazil: analyzing the effect of the age-period-
cohort
Resumo Objetivou-se analisar o efeito da idade-período e coorte (APC) de nascimento na
mortalidade por infarto agudo do miocárdio no Brasil, segundo sexo, no período de 1980 a
2009. Os dados foram extraídos do Sistema de Informação Sobre Mortalidade. O APC foi
calculado pelo modelo de regressão de Poisson, utilizando funções estimáveis. A evolução
das taxas de mortalidade em ambos os sexos apresentou-se ascendente, no entanto há redução
do percentual de aumento na década de 1990 e 2000. A análise APC, nos dois sexos, indicou
tendência de redução do risco de morte nas sucessivas coortes de nascimento, em ambos os
sexos (RT<1 nos indivíduos nascidos após a década de 1940) e nos sucessivos períodos a
partir de 2000-2004, no sexo feminino. No sexo masculino, evidenciou-se um discreto
aumento do risco de morrer, no período de 2000-2004, voltando a diminuir no período
subsequente. Concluiu-se que a redução progressiva no risco de morte nas coortes de
nascimento após a década de 1940, possivelmente, pode ser explicada pelos avanços no
tratamento e por medidas preventivas para os fatores de riscos, tais como o programa de
controle da hipertensão e diabetes e a ampliação do acesso aos serviços de saúde após a
implantação de um sistema de saúde de acesso universal no Brasil.
Palavras-chave Infarto do miocárdio, Mortalidade, Efeito idade, Efeito período, Efeito de
coortes.
Abstract The objective is to analyze the effect of age-period and cohort (APC) of birth in
mortality for acute myocardial infarction in Brazil, according to sex in the period from 1980
to 2009. Methods: The data were extracted from the Mortality Information System. The effect
of age, period and cohort of birth was calculated by the Poisson regression model using
estimable functions. The evolution of mortality rates in both sexes appeared ascendant,
however there is a reduction in the percentage of increase in the decade of 1990 to 2000. The
APC analysis, in both sexes, indicated a trend of reduction in the risk of death for successive
birth cohorts, in both sexes, (RT <1 in individuals born after the 1940s) and in the successive
periods from 2000-2004, in females. However, in males there was a discrete increase in the
risk of dying in the 2000-2004 period, decreasing in the subsequent period. The progressive
reduction in the risk of death in birth cohorts after the 1940s, can possibly be explained by
advances in treatment, as well as preventive measures for risk factors, such as the control of
hypertension and diabetes, in addition to the expansion of access to health services after the
implementation of a universal access healthcare system in Brazil.
Key words Myocardial infarction, Mortality, Age effect, Period effect, Cohort effect.
Introdução
As doenças cardiovasculares, incluindo o infarto agudo do miocárdio (IAM),
representam um importante problema de saúde pública no Brasil, apresentando altas taxas de
incidência e mortalidade1.
A taxa de mortalidade brasileira, por esse grupo de causas (183,3/100.000)2, encontra-
se entre as maiores do mundo e é semelhante a de países como a China e do Leste Europeu3.
Essa realidade pode ser explicada tanto pela mudança da estrutura etária da população,
quanto pelo aumento da prevalência de exposição aos fatores de risco reconhecidamente
associados às doenças do aparelho circulatório, tais como o sedentarismo, aumento do
consumo de carnes e gorduras, redução do consumo de frutas e verduras, consumo de bebidas
alcoólicas, tabagismo e aumento da prevalência de obesidade, além das desigualdades
socioeconômicas e de acesso aos serviços de saúde3-6
.
Nas últimas décadas, foram implementadas a Política Nacional de Promoção à Saúde e
o Programa de Prevenção e Controle da Hipertensão e do Diabetes (HIPERDIA)1,3,7,8
, com
vistas a reduzir a morbimortalidade por doenças do aparelho circulatório. Contudo, as taxas
de mortalidade por doenças cardiovasculares no Brasil, entre elas o IAM, ainda permanecem
altas quando comparadas ás taxas de países desenvolvidos.
A idade, o período e a coorte de nascimento são fatores que influenciam a evolução
das taxas de incidência e mortalidade das doenças. O efeito da idade relaciona-se as mudanças
na evolução das taxas de mortalidade de determinadas doenças de acordo com as faixas
etárias. O efeito do período refere-se às alterações na tendência de mortalidade e incidência
relacionadas ás modificações que ocorrem em determinado período e influenciam
simultaneamente todas as faixas etárias (inovações no diagnóstico e tratamento, acesso aos
serviços de saúde, mudanças na certificação dos óbitos e melhorias nos sistemas de
informação de mortalidade)9,10
.
O efeito da coorte de nascimento é provocado por fatores que afetam uma geração,
promovendo mudanças de magnitudes diferentes em sucessivos grupos de idade e períodos e
permite analisar o efeito de exposição de larga duração aos fatores de risco9,10
.
Nesse sentido, o objetivo do presente estudo foi analisar o efeito da idade-período e
coorte (APC) de nascimento na mortalidade por infarto agudo do miocárdio no Brasil,
segundo sexo, no período de 1980 a 2009.
Métodos
Trata-se de um estudo ecológico de tendência temporal no qual foram analisados
registros de óbito por IAM, no Brasil, para ambos os sexos, com idade igual ou superior a 20
anos, no período de 1980 a 2009. Durante esse período, estiveram em vigor duas revisões da
Classificação Estatística Internacional das Doenças e Problemas Relacionados à Saúde (CID).
A classificação em três dígitos da nona revisão para IAM 412 e o código da décima revisão I-
21.
Os registros de óbito foram extraídos do Sistema de Informações Sobre Mortalidade
(SIM/DATASUS)11
, assim como os dados populacionais, com base nos censos populacionais
de 1980, 1991, 2000 e 2010. As projeções intercensitárias para as populações para 1º de julho
dos anos intercensitários foram as estimadas pelo Instituto Brasileiro de Geografia e
Estatística (IBGE)12
.
As taxas de mortalidade por IAM foram calculadas segundo sexo e faixa etária por
100.000 habitantes, e padronizadas pela população mundial proposta pela Organização
Mundial da Saúde (OMS)13
.
As faixas etárias, períodos e coorte de nascimento foram agrupadas em intervalos de
cinco anos. As faixas etárias iniciaram-se em 20-24 anos e terminaram em 80 e mais anos,
totalizando 13 grupos etários. Os períodos também foram agrupados em intervalos de cinco
anos (1980 a 1984, 1985 a 1989, 1990 a 1994, 1995 a 1999, 2000 a 2004 e 2005 a 2009),
totalizando seis períodos. As coortes de nascimento iniciaram-se em 1895 e terminaram em
1989, somando 19 coortes.
A escolha do período de análise (1980-2009), mesmo em face da disponibilidade de
dados de mortalidade mais recentes (2010-2013), deve-se a uma restrição da metodologia
APC. Esta sugere que os grupos de idade e período devam ter o mesmo tamanho, para que
não ocorra a sobreposição de coortes de nascimento. E no presente estudo optou-se por
trabalhar com faixas etárias e períodos do óbito com intervalo de 5 em 5 anos9-10
.
Inicialmente, realizou-se a análise exploratória de séries temporais por meio de
gráficos das séries históricas (taxas de mortalidade por ano), suavizadas por meio de médias
móveis trienais, bem como a avaliação da presença da dependência temporal da série
histórica. Realizadas essas análises, procedeu-se a análise de tendência por meio da regressão
de Poisson14
.
Nessa análise, o número de óbitos esperados para cada ano foi a variável dependente, e
o ano calendário centralizado a variável independente.
A tendência é classificada em estacionária, decrescente ou ascendente de acordo com
o valor do risco relativo (RR), obtido pela exponencial do coeficiente da regressão e seu
respectivo intervalo de confiança de 95%. A análise de tendência foi realizada para as três
décadas (1980 a 1989, 1990 a 1999 e 2000 a 2009), segundo sexo.
Os efeitos idade-período-coorte de nascimento (APC) foram calculados supondo-se
uma distribuição de Poisson para o número de óbitos e que os efeitos temporais ( idade-
período e coorte de nascimento) atuam de forma multiplicativa sobre a taxa9,10,15. Sendo
assim o logaritmo do valor esperado da taxa é uma função linear do efeito da idade, do
período e da coorte9,10,15,16
:
,
onde denota a taxa de mortalidade esperada na idade i e período j, o número de
óbitos na idade i e período j, e representa a população sob risco de morte na idade i e
período j; µ a média denota o efeito, o efeito do grupo idade i, o efeito do período j e
o efeito da coorte k.
A estimação dos parâmetros do efeito APC apresenta como principal limitação o
problema da não estimação do modelo completo, conhecido como noindentifiability problem.
Essa limitação ocorre devido à relação linear exata entre o efeitos temporais (idade-período e
coorte de nascimento) 9,10,15
. Destaca-se que não há consenso na literatura sobre a melhor
metodologia a ser utilizada para corrigir esse problema9,10,15,16
, sendo assim, no presente
trabalho optou-se por estimar os parâmetros do efeito APC por meio das funções
estimáveis9,10,15
.
As funções estimáveis limitam a análise dos efeitos a suas combinações lineares e
curvaturas. As curvaturas são as funções estimáveis dos parâmetros e permanecem constantes
a despeito da parametrização utilizada. A tendência linear dos efeitos é dividida em dois
componentes: o primeiro é o efeito linear da idade e o outro é chamado drift, o efeito linear do
período e da coorte. A tendência longitudinal da idade é igual à soma da idade e da inclinação
do período , em que e são a tendência linear da idade e do período,
respectivamente. O termo drift representa a tendência linear do logaritmo das taxas
específicas de idade. É igual à soma das inclinações do período e da coorte
, em que
e são a tendência linear para o período e a coorte, respectivamente
9,10,15.
As taxas específicas da idade para a coorte/período de referência serão a RT (razão de
taxas) de cada coorte referente à coorte de referência e de cada período relativo ao período de
referência. Nesse artigo, utilizou-se como referência a coorte de 1935-1939, e o período de
1990 a 1994. 17
.
O ajuste dos modelos aos dados foi verificado por meio da estatística deviance9,10,15
,
consideram-se estatisticamente significativos os resultados com p ≤ 0,05.As análises para
estimação do modelo APC foram realizadas por meio da por meio da biblioteca Epi 1.1.18a.
do programa R versão 3.2.1.
Resultados
No período de estudo, a taxa de mortalidade média padronizada no sexo masculino
(104,07 óbitos/100.000 homens) foi 1,78 vezes maior do que a do sexo feminino (58,50
óbitos/100.000 mulheres) e observaram-se as maiores taxas padronizadas nos homens em
todo o período analisado. Em ambos os sexos, as menores taxas de mortalidade padronizadas
ocorreram no ano de 2009 (50,12 óbitos por 100.000 mulheres e 89,23 óbitos/100.000
homens) e as maiores em 1988 (68,27 óbitos/100.000 mulheres e 123,93 óbitos/100.000
homens).
As maiores taxas de mortalidade foram observadas na população a partir dos 60 anos,
em ambos os sexos, sendo superiores no sexo masculino. Salienta-se que foram observadas
redução nas taxas de mortalidade em todas as faixas etárias, nos dois sexos, a partir do
período de 1990-1994 (Figura 1).
No entanto, a análise da tendência de mortalidade nas três décadas, por meio da
regressão de Poisson, indicou ascendência na evolução da mortalidade por IAM nas três
décadas estudadas, tanto no sexo masculino quanto no feminino. Destaca-se que, apesar da
tendência ascendente, verificou-se redução nas taxas e no risco de morte no decorrer das três
décadas em ambos os sexos. No sexo feminino, na década de 1980 houve um aumento de
0,22% nas taxas de mortalidade, enquanto que na década de 1990 o aumento nas taxas
correspondeu a 0,06% e na década de 2000 a 0,05%. No sexo masculino, o aumento na
evolução das taxas foi inferior ao observado no sexo feminino, correspondendo a 0,08% na
década de 1980, 0,06% na de 1990 e 0,05% na década de 2000 (Tabela 1).
Em relação à tendência de mortalidade não se evidenciou um padrão entre faixa etária,
sexo e período analisado. Observou-se ascendência ao longo das décadas. Na década de 1980,
as mulheres apresentaram predominância de tendência ascendente a partir da faixa etária de
40 a 44 anos, exceto no grupo etário de 65 a 69 anos. Enquanto que nos homens predominou-
se a estabilidade nas taxas, com exceção do grupo de 30 a 34 anos e 55 a 59 até 65 a 69 anos
que mostraram tendência ascendente.
Figura 1. Taxa de mortalidade por infarto agudo do miocárdio, segundo sexo, período de
ocorrência pela faixa etária, Brasil, 1980 a 2009.
Na década seguinte, destaca-se a predominância de perfil descendente nos homens,
somente nos grupos etários de 20 a 24 anos. No entanto, evidenciou-se estabilidade na
tendência de mortalidade nas seguintes faixas etárias: 40 a 44 até 50 a 54 e 75 a 79 anos.
Contraditoriamente, no sexo feminino, sobressaiu-se o padrão estacionário, com exceção da
tendência ascendente entre 35 a 39 anos e descendente nas seguintes faixas etárias 65 a 69, 75
a 79 e 80 ou mais anos. Nos anos 2000, as taxas globais apresentaram o menor crescimento
em relação às demais décadas, e destaca-se a grande quantidade de grupos etários com perfil
de redução da mortalidade (Tabela 1).
Tabela 1. Tendência de mortalidade por infarto agudo do miocárdio, segundo sexo, e década,
no Brasil, no período de 1980 a 2009.
Feminino (1980-1989) Feminino (1990-1999) Feminino (2000-2009)
Faixa
etária RR* IC95%
Faixa
etária RR IC95%
Faixa
etária RR IC95%
20-24 0.99
7 0.960-1.04 20-24
0.98
2
0.943-
1;023 20-24
1.05
0
1.003-
1.094
25-29 0.98
8 0.963- 1.014 25-29
0.99
6
0.970-
1.030 25-29
1.00
2
0.972-
1.032
30-34 1.01
1 0.992- 1.030 30-34
0.99
3
0.997-
1.004 30-34
0.99
0
0.970-
1.009
35-39 0.99
8 0.984-1.012 35-39
1.08
0
1.008-
1.030 35-39
0.98
0
0.966-
0.993
40-44 1.01
9 1.008- 1.030 40-44
1.00
6
0.995-
1.020 40-44
1.00
4
0.997-
1.010
45-49 1.01
5 1.006-1.030 45-49
0.99
4
0.986-
1.003 45-49
0.97
6
0.969-
0.983
50-54 1.01
7 1.009-1.030 50-54
1.00
2
0.994-
1.009 50-54
0.98
4
0.974-
0.989
55-59 1.02
1 1.014- 1.030 55-59
0.99
8
0.992-
1.005 55-59
0.98
2
0.970-
0.990
60-64 1.01
6 1.010- 1.022 60-64
0.99
9
0.994-
1.005 60-64
0.98
7
0.982-
0.992
65-69 0.99
9 0.994- 1.004 65-69
0.99
2
0.991-
0.997 65-69
0.98
4
0.980-
0.999
70-74 1.00
7
1.001-
1.0130 70-74
0.99
8
0.993-
1.002 70-74
0.98
5
0.981-
0.989
75-79 1.00
9
1.004-
1.0142 75-79
0.97
0
0.942-
0.996 75-79
0.99
4
0.990-
0.998
80 ou mais 1.01
1
1.0007-
1.0160 80 ou mais
0.96
0
0.920-
0.994 80 ou mais
1.02
4
1.021-
1.027
Total 1.02
2 1.024-1.096 Total
1.00
6
1.005-
1.009 Total
1.00
5
1.004-
1.006
Masculino (1980-1989) Masculino (1990-1999) Masculino(2000-2009)
Faixa RR IC95% Faixa RR IC95% Faixa RR IC95%
etária etária etária
20-24 0.99 0.962-1.130 20-24 0.99 0.970-
1.021 20-24 1.02
0.988-
1.043
25-29 1.00 0.981-1.014 25-29 0.97 0.960-
0.991 25-29 1.02
0.993-
1.040
30-34 1.01 1.0005-
1.024 30-34 0.97
0.962-
0.985 30-34 1.01
0.999-
1.030
35-39 1.01 0.998-1.016 35-39 0.98 0.966-
0.982 35-39 0.99
0.983-
1.002
40-44 1.00 0.995-1.009 40-44 1.00 0.981-
1.002 40-44 0.98
0.972-
0.984
45-49 1.00 0.994-1.005 45-49 1.00 0.990-
1.001 45-49 0.98
0.971-
0.984
50-54 1.00 0.993-1.003 50-54 1.00 0.992-
1.001 50-54 0.98
0.970-
0.980
55-59 1.01 1.003-1.001 55-59 0.99 0.981-
0.990 55-59 0.99
0.984-
0.992
60-64 1.01 1.009-1.012 60-64 0.99 0.983-
0.992 60-64 0.99
0.986-
0.994
65-69 1.01 1.003-1.011 65-69 0.99 0.983-
0.991 65-69 0.99
0.991-
0.998
70-74 1.00 0.992-1.007 70-74 0.99 0.990-
0.998 70-74 0.99
0.991-
0.994
75-79 1.01 1.0004-
1.100 75-79 1.00
0.994-
1.003 75-79 1.00
0.991-
0.999
80 ou mais 1.00 0.995-1005 80 ou mais 0.99 0.987-
0.995 80 ou mais 1.00
1.038-
1.04
Total 1.00
8 1.006-1.009 Total
1.00
6
1.005-
1.007 Total
1.00
5
1.004-
1.006
*RR - Risco relativo
A análise da mortalidade por IAM segundo coorte de nascimento e faixa etária, em
ambos os sexos, evidenciou perfil de redução em indivíduos nascidos após a década de 1930,
apresentando valores inferiores a 100,0 óbitos por 100.000 a partir da faixa etária de 55 a 59
anos em mulheres, e menores que 300,0 óbitos por 100.000 nos homens (Figura 2).
A análise dos efeitos da idade (A), período (P) e coorte (C) de nascimento apresentou
como modelo que melhor se ajustou aos dados o modelo completo APC (p <0,0001), quando
comparado ao modelo apenas com a idade, idade-coorte de nascimento, idade-período e o
idade-drift (Tabela 2).
Tabela 2. Ajustes para os modelos do efeito idade-período-coorte, para a mortalidade por
infarto agudo do miocárdio, segundo sexo, Brasil, no período de 1980 a 2009.
Sexo feminino
Modelo Graus de liberdade Deviance Pr(>Chi)
Idade 73 7473.7
Idade-Drift* 72 2737.8 < 0,0001
Idade-Coorte 68 1984.4 < 0,0001
Idade-Período-Coorte 65 1652.7 < 0,0001
Idade-Período 69 2256.3 < 0,0001
Idade-Drift† 72 2737.8 < 0,0001
Sexo Masculino
Modelo Graus de liberdade Deviance Pr(>Chi)
Idade 72 14753.2
Idade-Drift* 71 3386.6 < 0,0001
Idade-Coorte 67 1225.2 < 0,0001
Idade-Período-Coorte 64 816.1 < 0,0001
Idade-Período 68 2916.2 < 0,0001
Idade-Drift† 71 3386.6 < 0,0001
* Tendência linear do logaritmo das taxas específicas de idade ao longo do tempo é igual à
soma das inclinações do período e da coorte (βL + γL) onde βL e γL são a tendência linear para
o período e a coorte, respectivamente; † Tendência longitudinal da idade é igual à soma da idade e da inclinação do período, onde e
são a tendência linear da idade e do período, respectivamente.
No tocante ao efeito da idade, verificou-se aumento progressivo das taxas de
mortalidade com o avançar da faixa etária (Figura 3).
Adicionalmente, evidenciou-se efeito protetor (RT<1) apenas no sexo feminino,
quando comparado ao período de referência 1990-1994, enquanto que, no sexo masculino há
efeito de risco, a partir do período de 1980 a 1984, sendo que o maior risco apresentado foi no
período de 1985 a 1989 (RT=1,06; IC95% 1,05-1,07), havendo redução desses valores
progressivamente, atingindo o menor valor no período de 2005 a 2009 (RT= 1,01; IC95%
1,001-1,030), contudo, ainda apresenta efeito de risco (Figura 3).
Figura 2. Taxa de mortalidade por infarto agudo do miocárdio, segundo sexo, coorte de
nascimento por faixa etária, Brasil, 1980 a 2009.
Figura 3. (A) Resultado do efeito do período e coorte de nascimento na mortalidade por
infarto agudo do miocárdio, segundo sexo, Brasil, 1980 a 2009. (B) Resultado do efeito da
idade na mortalidade por infarto agudo do miocárdio, segundo sexo, Brasil, 1980 a 2009.
Em relação às coortes de nascimento em ambos os sexos, verificou-se redução
progressiva do risco de morrer por IAM, comparada com a coorte de referência 1935-1939,
desde a coorte inicial, apresentando efeito de proteção para os indivíduos nascidos a partir da
década de 1940 (Figura 3).
Nos homens, a razão de taxas na coorte de 1895 a 1899 era de 1,41 (IC95% 1,39-
1,43), passando para 0,93 (IC95% 1,39-1,43) nos nascidos entre 1940 a 1944, atingindo o
menor valor entre 1985-1989 (RT=0,94; IC95%0,29-0,32). Padrão semelhante foi observado
entre as mulheres, sendo os valores de RT respectivamente: 1,36 (IC95% 1,34-1,39), 0,97
(IC95% 0,96-0,98) e 0,41 (IC95% 0,39-0,43) (Figura 3).
Discussão
O presente estudo evidenciou tendência ascendente da mortalidade por IAM, em
ambos os sexos, nas três décadas analisadas. Ademais, observaram-se maiores taxas no sexo
masculino em relação ao sexo feminino e aumento progressivo das mesmas a partir da faixa
etária de 50-54 anos.
Em relação ao efeito de período, salienta-se efeito de proteção nas mulheres, sobretudo
nos anos 2000 e destaca-se a redução progressiva do risco de morrer nas coortes de
nascimento a partir da década de 1940 em ambos os sexos, quando comparadas à coorte de
referência.
As alterações na evolução das taxas de mortalidade refletem mudanças na exposição
aos fatores de risco (ambientais e de estilo de vida), bem como melhorias no diagnóstico,
tratamento, verificação e certificação dos óbitos. Tais modificações podem ocorrer de maneira
desigual, o que pode explicar as diferenças na evolução das taxas de mortalidade entre os
sexos evidenciadas no presente estudo.
Em relação ao efeito da idade, os nossos resultados vão ao encontro dos achados de
outros estudos brasileiros18,19
e daqueles desenvolvidos na Austrália20
, Japão21
, China22
, Hong
Kong23
, Coréia do Sul24
, Inglaterra e País de Gales25
, nos quais verificou-se aumento
progressivo das taxas de mortalidade com o avançar da idade, em ambos os sexos, sobretudo
em indivíduos acima dos 50 anos de idade.
Tal realidade é esperada, por tratar-se de uma doença crônico-degenerativa, que está
diretamente relacionada ao acúmulo de exposição aos fatores de risco ao longo da vida,
aumentando a incidência nas faixas etárias mais avançadas. As medidas terapêuticas também
contribuem para esse perfil, na medida em que idosos tendem a receber tratamento menos
intensivos para IAM do que os indivíduos mais jovens19
.
Corroborando os achados de outros estudos1,7,8,13,16-19,26
, a magnitude das taxas de
mortalidade em nosso estudo foi maior nos homens do que nas mulheres, sendo cerca de 1,78
vezes maior.
Essa diferença entre os sexos também foi observada no risco de morte em relação ao
efeito de período, pois nos homens, diferentemente do que foi evidenciado no sexo feminino,
não se observou efeito de proteção no risco de morrer por IAM nos períodos estudados em
relação ao período de referência.
Tal realidade pode ser devido à exposição desigual aos fatores de risco nos dois sexos
aos fatores de risco conhecidos para a referida doença. Ademais, pode relacionar-se ao fato
das mulheres apresentarem mais cuidado com a saúde do que os homens3,4
.
No tocante à tendência de mortalidade nas três décadas analisadas, nos dois sexos,
verificou-se tendência ascendente nas taxas, com redução na magnitude desse aumento no
decorrer no período de estudo.
Esses resultados discordam dos observados nos países da Europa Ocidental27
, Estados
Unidos28
, Austrália15
, Japão16
, Coréia do Sul19
e Hong Kong18
, nos quais se verificou uma
epidemia de adoecimento e morte por doenças cardiovasculares até meados da década de
1960, momento a partir do qual iniciou-se a redução nas taxas de mortalidade. No entanto, são
semelhantes aos observados na Rússia, nos países da Europa Oriental e Ásia Central22
.
Acredita-se que o decréscimo nas taxas, observado nos países desenvolvidos, seja
fruto do diagnóstico precoce, da qualidade do atendimento pré-hospitalar, protocolos de
atendimento, disponibilidade de leitos de terapia intensiva e equipe de saúde especializada
para o tratamento do IAM. Assim como a identificação dos fatores de risco relacionados às
doenças cardiovasculares, possibilitando a implementação de medidas para a sua prevenção e
controle, que ocorreu de maneira incipiente nos países em desenvolvimento, é outra
explicação possível.
Dessa maneira, a marcante iniquidade entre as diferentes regiões do mundo, países
desenvolvidos e em desenvolvimento, quanto ao acesso aos serviços de diagnóstico e
tratamento do IAM, podem influenciar grandemente a evolução das taxas de mortalidade por
esta doença4,27-30
.
Os riscos de morte de acordo com as coortes de nascimento são similares em ambos os
sexos, pois sinalizam efeito de proteção (RT<1) para as coortes mais jovens, nascidas a partir
da década de 1940, quando comparado à coorte de referência 1935-1939. Resultados
semelhantes foram encontrados em estudos desenvolvidos na AustráliaErro! Indicador não
definido., JapãoErro! Indicador não definido., Hong KongErro! Indicador não definido. e Coréia
do Sul19
.
Acredita-se que esses achados na mortalidade por IAM, no Brasil, segundo os sexos,
apresentados no presente estudo, sejam decorrentes da interação entre o efeito de período
promovido pelo acesso aos serviços de saúde, implantação do sistema de saúde universal
(Sistema Único de Saúde - SUS), bem como avanços na terapêutica para essa doença, que
permitiu a redução no risco de morte para as coortes mais jovens, mesmo estas estando mais
expostas aos fatores de risco (transição nutricional, redução na prática de atividade física entre
outras).
O SUS, apesar de suas limitações, aumentou o acesso da população brasileira a
serviços médicos e a remédios, sobretudo, para o controle da hipertensão e do diabetes, no
qual a atenção básica desempenha um papel muito importante por meio do programa
HIPERDIA, que foi instituído no ano de 2001, com vistas a tratar e acompanhar os usuários
atendidos em nível ambulatorial31
.
Entretanto, apesar da redução de mortalidade por IAM, nas décadas de 1980 e 1990, as
tendências brasileiras ainda permaneceram crescentes na última década. Esse dado sinaliza
para deficiências importantes na prevenção e controle das doenças cardiovasculares,
sobretudo, a hipertensão arterial, bem como na assistência ao indivíduo após a ocorrência do
infarto.
Para Pinho e Pierin32
o controle da hipertensão arterial sistêmica no Brasil é
considerado baixo, no entanto dados de abrangência nacional são desconhecidos. Estudo de
revisão de literatura identificou uma prevalência de controle que variou de 10,0 a 57,6%.
Destaca-se que se evidenciou baixa prevalência de controle mesmo entre os usuários
assistidos pela Estratégia de Saúde da Família (ESF)25
. Tais resultados são preocupantes, pois
a hipertensão arterial não controlada é um dos principais fatores associados ao infarto agudo
do miocárdio.
Estudo realizado em Ribeirão Preto, com intuito de identificar as causas de óbitos dos
usuários hipertensos de uma unidade pública de saúde, evidenciou que as causas mais
frequentes nessa população estavam relacionadas às doenças do aparelho circulatório,
destacando-se IAM (12,9%); insuficiência cardíaca congestiva (4,5%); acidente vascular
encefálico (4,5%); choque cardiogênico (5,8%); insuficiência respiratória (3,2%) e (2,0%)
flutter-fibrilação ventricular33
.
Além disso, pesquisa realizada em uma coorte de adultos acima de 20 anos na cidade
do Rio de Janeiro apontou um risco de doenças cardiovasculares de 6,1 vezes maior em
indivíduos com hipertensão descontrolada quando comparado aos não hipertensos e 2,7 vezes
maior para pacientes com a hipertensão não controlada quando comparado aos pacientes
controlados34
.
Adicionalmente às limitações observadas na prevenção primária das doenças
cardiovasculares, é importante destacar a necessidade da organização da linha de cuidado para
IAM, a qual consiste em uma rede estruturada de assistência desde a atenção pré-hospitalar
até o atendimento em terapia intensiva35,36
.
Nesse sentido, os resultados desse estudo apontam para a necessidade da urgente
correção das deficiências na prevenção e controle do IAM desde as ações de promoção à
saúde até o atendimento pré-hospitalar, tanto no nível secundário quanto no terciário.
A principal contribuição desse estudo foi analisar o efeito da idade-período e coorte de
nascimento na mortalidade por IAM, já que a maioria dos manuscritos avalia somente o efeito
da idade e período de óbito, não avaliando o efeito da coorte de nascimento, um importante
fator para o entendimento da evolução das taxas de incidência e mortalidade das doenças.
No entanto, há limitações que precisam ser consideradas, entre elas a falta de séries
históricas de prevalência dos fatores de risco, que poderiam auxiliar na análise das mudanças
observadas.
Ademais, este é um estudo ecológico em nível populacional, podendo ser encontradas
diferenças intra-regionais, por ser o Brasil um país de dimensão continental. Também se deve
considerar os problemas relacionados à cobertura (subnotificação) e qualidade dos registros
dos óbitos, com grande proporção de registros ainda classificados como causa mal definida,
sobretudo, nas regiões Norte e Nordeste, nas décadas de 1980 e 1990.
Contudo, nas últimas décadas observaram-se melhorias no sistema de informação
sobre mortalidade em nosso país.
Ainda, é importante destacar as limitações relacionadas aos modelos APC, pois os
mesmos ainda se encontram em desenvolvimento e não há consenso na literatura sobre a
melhor metodologia para corrigir o problema de não identificação e estimação do modelo
completo. Assim, os achados variam conforme as suposições utilizadas na construção dos
modelos9,10,15,16
.
Conclusão
O presente estudo evidenciou redução de risco de morte por IAM, na década de 2000,
para mulheres, e para indivíduos nascidos a partir da década de 1940, em ambos os sexos. No
entanto,a taxa de mortalidade permaneceu ascendente nas últimas três décadas, bem como as
taxas brasileiras são muito altas quando comparadas aos países desenvolvidos. Dessa maneira,
é urgente intensificar esforços para melhorar a prevenção e o controle dos fatores de risco
para essa doença, bem como o acesso aos serviços de saúde, desde a atenção primária até a
terciária.
Referências
1. Baena CP, Olandoski M, Luhm KR, Ortiz Costantini C, Guarita-Souza LC, Faria-Neto JR.
Tendência de mortalidade por infarto agudo do miocárdio em Curitiba (PR) no período de
1998 a 2009. Arq Bras Cardiol 2012; 98(3):211-17.
2. Malta DC, Moura L, Prado RR, Schimidt MI, Duncan BB. Mortalidade por doenças
crônicas não transmissíveis no Brasil e suas regiões, 2000 a 2011. Epidemiol Serv Saúde
2014; 23(4):599-608.
3. Moran AE, Forouzanfar MH, Roth GA, Mensah GA, Ezzati M, Murray CJ, et al. Temporal
trends in ischemic heart disease mortality in 21 world regions, 1980 to 2010: the Global
Burden of Disease 2010 study. Circulation 2014; 129(14):1483-92.
4. Kulasmaa K, Tunstall-Pedoe H, Dobson A, Fortmann S, Sans S, Tolonen H, et al.
Estimation of contribution of changes in classic risk factors to trends in coronary-event rates
across the WHO MONICA Project populations. Lancet 2000; 355(9205):675-87.
5. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Pesquisa Nacional de Saúde [Internet] 2013.
[acessado 2015 out 15] Rio de Janeiro: IBGE; 2013. Disponível em:
http://www.ibge.gov.br/home/estatistica/populacao/pns/2013/
6. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Pesquisa de orçamentos familiares 2008-
2009: análise do consumo alimentar pessoal no Brasil [Internet] 2011 [acessado 2016 jan 02]
Rio de Janeiro: IBGE; 2011. Disponível em: http://www.ibge.gov.br/home/
estatistica/populacao/condicaodevida/pof/2008_2009_analise_consumo/
pofanalise_2008_2009.pdf
7. Mansur AP, Favarato D. Mortalidade por doenças cardiovasculares no Brasil e na região
metropolitana de São Paulo: atualização 2011. Arq Bras Cardiol 2012; 99(2):755-61.
8. Mansur AP, Lopes AIA, Favarato D, Avakian SD, César LAM, Ramires JAF.
Epidemiologic transition in mortality rate from circulatory diseases in Brazil. Arq Bras
Cardiol 2009; 93(5):506-10.
9. Holford TR. The estimation of age, period and cohort effects for vital rates. Biometrics
1983; 39(2):311-24.
10. Holford TR. Undestranding the effects of age, period, and cohort on incidence and
mortality rates. Annu Rev Public Health 1991; 12(1):425-57.
11. DATASUS. Sistema de Informação sobre Mortalidade. [Internet] 2014 [acessado 2016
jan 02]. Disponivel em: http:// www2.datasus.gov.br/DATASUS/index.php?area=0205
12. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. SIDRA [Internet] 2015 [acessado 2016 jan
02]. Disponível em: ftp://ftp.ibge.gov.br
13. Ahmad OB, Boschi-Pinto C, Lopez AD, Murray CJL, Lozano R, Inoue M. Age
standartization of rates: a new who standard. World Health Organization – GP discussion
papers series 2000; 31:1-14.
14. Nelder JA, Wedderburn RWM. Generalized Linear Models [Internet] 1972 [acessado
2016 jan 02] J. R. Statist. Soc. A.; 135, Part 3: 370–384. Disponível em:
http://people.ufpr.br/~taconeli/CE225/Artigo.pdf
15. Robertson B, Boyle P. Age period-cohort analysis of chronic disease rates I: Modelling
approach. J Start Med 1998; 17(12):1305-23.
16. Holford TR. Approaches to fitting age-period-cohort models for the Lexis diagram. Stat
Med 2006; 26(1):3018-45.
17. Carstensen B, Plummer M, Hills M, Laara E. A package for statistical analysis in
epidemiology [Internet] 2001 [acessado 2016 jan 02] Vienna: Institute for Statistics and
Mathematics; 2001. Disponível em:
http://cran.r-project.org/web/packages/Epi/index.html
18. Vilella LCM, Gomes FE, Melendez JGV. Tendência da Mortalidade por Doenças
Cardiovasculares, Isquêmicas do Coração e Cerebrovasculares. Rev Enf Recife 2014;
8(9):3134-41.
19. André C, Curioni CC, Braga da Cunha C, Veras R. Progressive decline in stroke mortality
in Brazil from 1980 to 1982, 1990 to 1992, and 2000 to 2002. Stroke 2006; 37(11):2784-9.
20. Taylor R, Page A, Danquah J.The Australian epidemic of cardiovascular mortality 1935-
2005: effects of period and birth cohort. J Epidemiol Community Health 2012; 66(7):e18.
21. Ma E, Hiroyasu I, Takahashi H, Yamagishi K, Tanigawa T. Age-Period-Cohort Analysis
of Mortality due to Ischemic Heart Disease in Japan, 1955 to 2000. Circ J 2008; 72(6):966-
72.
22. Wong IOL, Cowling BJ, Leung GM, Schooling M. Age-period-cohort projections of
ischaemic heart disease mortality by socio-economic position in a rapidly transitioning
Chinese population. PLoS One 2013; 8(4):e614-95.
23. Yu IT, Li W, Wong TW. Effects of age, period and cohort on acute myocardial infarction
mortality in Hong Kong. Int J Cardiol 2004; 97(1):63-8.
24. Jhun HJ, Kim H, Cho SI. Time trend and age-period-cohort effects on acute myocardial
infarction mortality in Korean adults from 1988 to 2007. J Korean Med Sci 2011; 26(5):637-
41.
25. Allender S, Scarborough P, O'Flaherty M, Capewell S. Patterns of coronary heart disease
mortality over the 20th century in England and Wales: Possible plateaus in the rate of decline.
BMC Public Health 2008; 8(148):1-12.
26. Passos LC, Lopes AA, Lessa I, Sanches A, Santos-Jesus R. Tendência da mortalidade por
infarto agudo do miocárdio (1981 a 1996) na cidade de Salvador, Brasil. Arq Bras Cardiol
2000; 74(4):329-31.
27. Mirzaei M, Truswell AS, Taylor R, Leeder SR. Coronary heart disease epidemics: not all
the same. Heart 2009; 95(9):740-6.
28. Ford ES, Ajani UA, Croft JB, Critchley JA, Labarthe DR, Kottke TE, et al. Explaining the
decrease in U.S. deaths from coronary disease, 1980-2000. N Engl J Med 2007;
356(23):2388-98.
29. Gaziano T. Cardiovascular Disease in developing world and its cost-effective
management. Circulation 2005; 112(23):3547-53.
30.Wijeysundera HC, Machado M, Farahati F, Wang X, Witteman W, van der Velde G, et al.
Association of temporal trends in risk factors and treatment uptake with coronary heart
disease mortality, 1994-2005. JAMA 2010; 303(18):1841-7.
31. Jorgetto GV, Jorgetto JL, Freitas PS. Análise epidemiológica da relação hipertensão
arterial, infarto agudo do miocárdio e acidente vascular encefálico. Revista Nursing 2010;
12(144):225-29.
32. Pinho NA, Pierin AMG. O Controle da Hipertensão Arterial em Publicações Brasileiras.
Arq Bras Cardiol 2013; 101(3):65-73.
33. Vieira CP, Neves DV, Nogueira MS, Hayashida M, Souza L, Cesarino EJ. Análise da
mortalidade de pacientes hipertensos de unidade pública e especializada na cidade de Ribeirão
Preto (SP). Rev Bras Cardiol 2012; 25(4):276-81.
34. da Silva TLN, Klein CH, Nogueira AR, Salis LHA, Silva NAS, Bloch KV.
Cardiovascular mortality among a cohort of hypertensive and normotensives in Rio de Janeiro
- Brazil - 1991–2009. BMC Public Health 2015; 15(623):1-11.
35. Caluza AC, Barbosa AH, Gonçalves I, Oliveira CA, Matos LN, Zeefried C, et al. Rede de
infarto com supradesnivelamento de ST: sistematização em 205 casos diminui eventos
clínicos na rede pública. Arq Bras Cardiol 2012; 99(5):1040-8.
36. Marcolino MS, Brant LC, Araujo JG, Nascimento BR, Castro LR, Martins P, et al.
Implantação da linha de cuidado do infarto agudo do miocárdio no município de belo
horizonte. Arq Bras Cardiol 2013; 100(4):307-14.