UTILIZAÇÃO
DE SERVIÇOS DE SAÚDE POR MENORES DE CINCO ANOS NO EXTREMO SUL DO BRASIL
Juraci A. César*
Gildo Gomes*
Imad Shehadeh*
Juliana Chitolina*
Liliani Rangel*
Alessandra O. Saraiva*
Aline K. Oliveira*
Bernardo L. Horta**
Resumo: Para avaliar os principais determinantes da utilização de serviços de
saúde por menores de cinco anos, um estudo de base populacional por amostragem
sistemática foi realizado no extremo sul do Brasil. Doze entrevistadores
previamente treinados aplicaram questionários padronizados às mães sobre
variáveis demográficas, sócio-econômicas e ambientais da família e padrão de
morbidade e utilização de serviços de saúde entre estas crianças. Dentre os 514
menores de cinco anos estudados, metade foram levados à
consultas médicas nos últimos três meses e 11,5% foram hospitalizados nos
últimos 12 meses. As infecções respiratórias responderam por cerca de dois
terços das consultas médicas e praticamente metade das hospitalizações. Após
ajuste para diversos fatores de confusão, os principais determinantes da
utilização de serviços de saúde foram: idade da criança, escolaridade do pai e
tipo de moradia. A identificação desses determinantes e das
principais características dos seus usuários podem auxiliar no
planejamento de futuras ações em saúde e no alcance daquelas crianças que
necessitam de cuidados em saúde, mas que não fazem uso dele.
Palavras-chave: Saúde Infantil; Hospitalização;
Serviços de Saúde.
Introdução
Disponibilidade, facilidade de acesso e padrão
de morbidade são os principais
determinantes da utilização de serviços de saúde (Starfield,
1992). Quando o acesso é fácil, pode haver procura pelo serviço de saúde sem
que haja real necessidade. Isto expõe o indivíduo a riscos desnecessários, e
empregam-se mal os recursos em saúde. Por outro lado, quando a capacidade
instalada é insuficiente e/ou o padrão de morbidade elevado, pode não se ter o
atendimento que precisa, ou tê-lo de forma inadequada (De Negri
Filho, 1992; Hart, 1971). Assim, indivíduo e serviço de saúde são penalizados.
Por estas razões, é possível sugerir que adoecer e utilizar
os serviços de saúde podem não ter os mesmos determinantes.
O entendimento destes processos poderia levar a uma melhor
utilização dos serviços de saúde e, conseqüentemente, a atender aquela parcela
da população que precisa de cuidados em saúde, mas não faz uso dele.
No estudo das condições de saúde das crianças de Rio
Grande, Rio Grande do Sul, Brasil, foram analisados alguns determinantes da
utilização de serviços de saúde por menores de cinco anos. Os resultados desta
avaliação são apresentados neste artigo.
Metodologia
Local
Rio Grande possui cerca de 200 mil habitantes e está
localizado no extremo sul do Brasil. A atividade portuária e as indústrias
químicas e de pescados são a base da sua economia. O
sistema público de saúde estava constituído, na ocasião desta pesquisa, por
três hospitais gerais, quatro ambulatórios de especialidades médicas e 26
postos de saúde. Entre janeiro e abril de 1995, 2.072 domicílios foram
visitados em todo o município em busca de crianças menores de cinco anos de
idade.
Amostragem
O tamanho da amostra foi definido com base em uma precisão
de 5% e erro alpha de 0,05 (Dean et al., 1994) para diversas
exposições, entre elas: cobertura vacinal, ocorrência de diarréia e infecções
respiratórias, incidência de baixo peso ao nascer, prevalência de déficit
altura/idade, peso/altura e peso/idade, realização de consultas médicas no
último trimestre, ocorrência de hospitalizações nos últimos 12 meses, renda
familiar inferior a dois salários mínimos mensais, escolaridade materna menor
que cinco anos, aglomeração familiar etc. Considerando estas exposições, para
atingir a amostra desejada, seria necessário examinar, pelo menos, 454
crianças.
O processo de amostragem utilizado foi o do tipo
sistemático e incluiu as áreas urbana e rural do município (Barros & Victora, 1994). Decidiu-se, a priori, que um terço dos 221
setores censitários seria incluído no estudo. O primeiro setor foi escolhido
aleatoriamente e os demais adicionando três ao inicialmente sorteado.
Quarteirões e esquinas foram numerados e escolhidos de forma aleatória. Caso
não se completasse o número de domicílios desejado, passava-se à quadra
seguinte, conforme numeração prévia. Segundo a Fundação Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE/UNICEF, 1994),
havia uma criança menor de cinco anos a cada quatro domicílios, assim,
visitando 28 domicílios em 74 setores seria possível encontrar 518 crianças.
Isto cobriria as 454 desejadas, mais 10% para possíveis perdas e recusas.
Treinamento, estudo piloto e logística
Doze entrevistadores dos cursos de graduação em Medicina e
Enfermagem e Obstetrícia foram treinados na aplicação de questionários
padronizados à mãe ou à pessoa responsável pela guarda da criança e na obtenção
do seu peso e altura/comprimento. Cinqüenta e duas entrevistas completas foram
realizadas durante o estudo piloto. Estes alunos foram divididos em equipes de
quatro; cada uma delas deveria cobrir diariamente dois setores censitários.
Cada questionário era codificado pelo próprio entrevistador
ao final de cada dia de trabalho. As questões abertas por um revisor específico
e os dados duplamente digitados e, posteriormente, comparados e corrigidos por
meio do programa Epi Info
6.02 (Dean et al., 1994).
Todas estas etapas foram supervisionadas por dois epidemiologistas (J.A.C.
& B.L.H.) com ampla experiência neste tipo de estudo.
Informações coletadas
Para cada uma dessas crianças foram coletadas informações
sobre assistência à gestação e ao parto, padrão de amamentação e dieta,
cobertura vacinal, ocorrência de diarréia e de infecções respiratórias e
realização de consultas médicas e hospitalizações. Nível sócio-econômico e
condições de habitação e saneamento da família também foram investigados. As
crianças foram pesadas com o mínimo de roupa possível. Crianças menores de dois
anos foram medidas em comprimento, acima desta idade em altura.
Esclarecimentos adicionais sobre algumas das principais
variáveis utilizadas:
• Cor da pele: foi definida pelo entrevistador no momento
da entrevista em três grupos: preta, parda e branca.
• Renda familiar: valor total recebido por todos os
moradores do domicílio no mês anterior à entrevista.
• Baixo peso ao nascer: crianças nascidas com peso inferior
a 2.500 gramas.
• Diarréia: Considerou-se como tendo diarréia a criança que apresentou três ou mais evacuações de
consistência líquida ou amolecida nas 24 horas que antecederam as entrevistas.
Crianças cujas evacuações apresentavam estas características, mas estavam
fazendo uso de laxantes não foram consideradas como tendo diarréia. No caso de
menores de seis meses, que normalmente apresentam fezes de consistência amolecida,
utilizou-se a definição dada pela mãe.
• Déficit nutricional: utilizou-se o padrão do National Center for Health Statistics (NCHS)
baseado nos indicadores altura/idade, peso/altura, e peso/idade. Crianças cujo
indicador era menor ou igual a -3 desvios-padrão (DP) foram consideradas com
tendo apresentando déficit nutricional severo; entre -2 e -2,9 DP, déficit
moderado e entre -1 e -1,9 DP, déficit leve. Os demais foram classificados como
eutróficos.
• Consulta médica: toda criança levada ao médico por motivo
de doença nos três meses anteriores à entrevista foi considerada como tendo
consultado.
• Hospitalização: considerou-se como tendo sido internada a
criança que recebeu cuidados médicos em hospital por um período igual ou
superior a 24 horas nos 12 meses antecedentes à entrevista.
• Utilização de serviços de saúde: classificou-se como
tendo utilizado serviços de saúde toda criança que tenha sido levada à consulta
médica ou hospitalizada conforme critérios descritos acima.
Modelo hierárquico
O modelo hierárquico proposto assume que algumas variáveis
são sobredeterminantes em relação às demais (Victora et al., 1997). Isto
implica dizer que as variáveis do primeiro nível, excetuando-se sexo e idade,
que por si só não exercem e nem recebem influência das demais, podem determinar
aquelas situadas no outro nível e assim sucessivamente. Por exemplo, baixa
renda familiar pode resultar em alta paridade, não recebimento de água tratada,
ausência de pré-natal ou pré-natal incompleto, maior incidência de baixo peso
ao nascer ou ocorrência de déficit nutricional. Isto pode levar a criança a
adoecer e a utilizar o serviço de saúde, aqui medido em termos de realização de
consulta médica e/ou hospitalização (Tabela 1).
Modelo de análise
Na análise bivariada buscou-se medir o grau de associação
entre os fatores de risco (sexo, idade, escolaridade materna, renda familiar,
tipo de moradia, etc.) e o desfecho (utilização de serviços de saúde). Esta
associação foi medida pelo cálculo de razão de odds
(e intervalo de confiança de 95%) e do teste do qui-quadrado
para tabelas de contingência (Rossner, 1995). Todos
os fatores de risco cujo p-valor foi menor ou igual a 0,10 foram levados para
análise ajustada. Esta análise foi feita por regressão logística, conforme
modelo hierárquico previamente estabelecido (Tabela 1). O modelo final incluiu
todas as variáveis que, ao entrarem na equação, isto é, já ajustadas para as variáveis,
apresentavam p-valor menor ou igual a 0,10. Valores desconhecidos foram
recodificados para a categoria mais freqüente quando inferiores a 5%. Quando
superiores a este valor, o que ocorreu somente com renda familiar, que 7% das
famílias não souberam informar, uma nova categoria foi criada. O nível de
significância foi medido pelo teste de razões de verossimilhanças (Egret, 1988).
Resultados
Oitenta e seis por cento da coleta de dados foram
concluídos em cinco semanas, o restante levou cerca de dois meses para ser
feito. Isto ocorreu em virtude de os entrevistadores terem retornado às aulas,
restando apenas os finais de semana para realizar entrevistas. Dentre as 525
crianças amostradas, 11 não participaram do estudo. Sete delas não foram encontradas,
três estavam hospitalizadas, e uma mãe se recusou a participar do estudo, mesmo
após uma terceira tentativa com entrevistadores diferentes e por um dos
coordenadores do estudo (J.A.C.). Isto representa 2,1% de perdas.
A distribuição das crianças foi muito similar quanto ao
sexo, 49,4% para meninos e 50,6% para meninas. O mesmo ocorreu em relação a sua
distribuição por faixa etária, cerca de 20% em cada ano. Oito por cento das
mães eram adolescentes, possuíam menos de vinte 20 anos de idade, e 46% entre
20 e 29 anos. Dez por cento de todas elas não eram alfabetizadas, 25% possuíam
entre um e quatro anos de escolaridade, 44% entre cinco e oito anos e o
restante nove anos ou mais de instrução. Trinta e nove por cento delas
exerceram trabalho remunerado nos últimos 12 meses. Quinze por cento das
famílias possuíam renda inferior a um salário mínimo mensal (SM), 23% entre 1 e
1,9 SM, 18% entre 2 e 2,9 SM, e 44% 3 SM ou mais.
A incidência de diarréia no dia da entrevista foi de 6%,
enquanto a prevalência nas últimas duas semanas foi de 14%. Trinta e um por
cento das crianças apresentavam tosse na última semana, destas, 42% também
tiveram febre, 37% dificuldade respiratória, 33%
respiração rápida, e 51% obstrução nasal. As prevalências de déficit nutricional
para os indicadores altura/idade, peso/idade, e peso/altura atingiram,
respectivamente, 7,6%, 3,3%, e 1,7% das crianças estudadas. Cinqüenta por cento
das crianças foram levadas à consulta médica por motivo de doença nos últimos
três meses. Os principais motivos de consulta foram infecção respiratória
(65%), diarréia (14%) e doenças de pele (8%). Outros motivos (perda de apetite,
dificuldade em ganhar peso, avaliação/encaminhamento para cirurgias,
ferimentos, intoxicação medicamentosa, entre outros) somaram 36%. Este total
excede a 100% em virtude de uma mesma criança poder ter consultado mais de uma
vez e por diferentes motivos no período. A taxa de hospitalização nos 12 meses
que antecederam a entrevista foi de 11,5%. Metade destas internações ocorreu por
infecção respiratória, basicamente pneumonia, e 15% por diarréia. Entre as
demais causas, destacam-se acidentes, queimaduras e cirurgias.
A Tabela 2 mostra os resultados da regressão logística hierarquizada
bruta e ajustada para a utilização de serviços de saúde (USS) entre estas
crianças.A análise bruta mostra que a razão de odds
de USS variou marcadamente conforme a idade e a cor da pele da criança,
renda familiar, escolaridade dos pais, tipo de construção da moradia, presença
de eletrodomésticos e de sanitário no domicílio, realização
de pré-natal, tipo de parto e peso ao nascer. Ao se ajustar esta análise de
acordo com o modelo hierárquico proposto, somente as
variáveis idade da criança, escolaridade do pai e tipo de moradia
mantiveram-se significativamente associadas ao desfecho. Crianças com idade
entre 12 e 35 meses mantiveram risco cerca de cinco vezes maior de USS em
relação àquelas com idade entre 48 e 59 meses.
Crianças cujos pais possuíam até quatro anos de
escolaridade apresentaram risco 7,4 vezes maior de utilizar os serviços de
saúde em relação àquelas cujos pais possuíam escolaridade superior a oito anos
completos. No grupo intermediário, cinco a oito anos de
escolaridade, o risco de USS foi cerca de quatro vezes maior. Em relação
ao tipo de moradia, crianças que residiam em casa de madeira e barracos de
papelão apresentam risco maior de 3,2 e 2,1, respectivamente, de utilizarem
serviço de saúde em relação àquelas que residiam em casa construída de tijolos.
Discussão
Este estudo revelou uma população com elevado padrão de morbidade
e alta freqüência de consultas médicas e de hospitalizações. Mostrou ainda que
o risco de utilização de serviços de saúde foi substancialmente maior entre
crianças com idade entre 12 e 35 meses, residentes em habitações precárias e
cujos pais apresentam baixa escolaridade.
Ao interpretar estes resultados é preciso ter em mente
algumas limitações deste estudo: (1) o delineamento epidemiológico aqui
utilizado mede exposição e doença ao mesmo tempo; logo, o estabelecimento de
relação de causalidade fica comprometido. No entanto, os estudos transversais
são os que apresentam menor custo, maior rapidez e facilidade de condução e de
análise (Kelsey et al.,
1996). Além disso, a realização de estudos experimentais em situações como esta
podem não ser apropriados por questões éticas (Black, 1996). (2) Este estudo não foi delineado para
avaliar determinantes da utilização de serviços de saúde por menores de cinco
anos. Isto iria requerer um tamanho de amostra substancialmente maior, o que o
tornaria inviável em virtude do tempo e dos recursos disponíveis à sua
execução. Contudo, decidimos escrever este artigo em decorrência das fortes
associações observadas, mesmo após ajuste para diversos fatores de confusão.
(3) a demanda reprimida não foi avaliada; portanto, os resultados apresentados
referem-se unicamente às crianças que conseguiram consultar com médico ou foram
hospitalizadas. (4) finalmente, estudos sobre hospitalizações podem ser
afetados pelo viés de admissão. Esta limitação, também conhecida como paradoxo
de Berkson, confere maior probabilidade de
hospitalização a crianças de pior nível sócio-econômico em virtude de sua
família não dispor de condições adequadas ao seu tratamento no domicílio (Berkson, 1946). Isto eleva ainda mais a já alta taxa de internações.
A alta freqüência de USS em Rio Grande pode ser atribuída
tanto à necessidade, pelo alto padrão de morbidade, especialmente em relação às
doenças respiratórias, quanto à facilidade de acesso. Neste município, 90% da
população vivem na área urbana distante não mais de dois quilômetros de algum
serviço de saúde (Cesar & Horta, 1997).
Era de se esperar que a USS diminuísse com o avançar da
idade porque a ocorrência de doenças também diminui (Cesar
et al., 1997; Monteiro, 1988; Victora
et al., 1988), mas não foi isso que se observou. O
risco de USS entre crianças com idade dentre 12 e 35 meses foi maior em relação
às demais faixas etárias. Pode ter contribuído para isso, o fato de, ao final
do primeiro ano de idade, a criança deixar de ter o atendimento em
puericultura, em que nutricionistas e enfermeiras prestam atendimento a menores
de um ano no que se refere à monitoração do crescimento e desenvolvimento,
imunizações e alimentação e dieta. Em presença de algum desses problemas, a mãe
foi em busca de consulta médica, o que fez aumentar a USS nesta faixa etária.
Todavia, isto precisa ser melhor investigado, pois, a
nosso ver, não explicaria todo o risco observado.
A escolaridade paterna exerce maior influência sobre a
saúde infantil de forma indireta. Via de regra, maior escolaridade representa
maior salário, mais acesso a bens duráveis e de consumo, melhor condição de
vida, menor a ocorrência de doença (Monteiro, 1988; Victora
et al., 1988). O efeito independente da escolaridade paterna verificado neste estudo pode estar sugerindo, entre
outros, que pais de maior escolaridade estão participando mais ativamente da
prestação de cuidados aos filhos, o que pode resultar em menor ocorrência de
doenças e, racionalmente, menor USS.
Finalmente, crianças residentes nos piores tipos de
habitação e que, portanto, apresentam os maiores riscos de adoecer e morrer
foram, também, as que mostraram maior risco de USS (Cesar
et al., 1997; Victora et al., 1988).
Apesar de o conjunto de variáveis analisadas mostrar
tendência de quanto mais desfavorável à criança o fator em estudo maior o risco
de USS, variáveis classicamente associadas à determinação da saúde infantil,
como renda familiar, escolaridade materna e peso ao nascer não mostraram efeito
independente sobre a busca por consulta médica e/ou hospitalização (Cesar et al., 1996; Monteiro,
1988; Victora et al.,
1988). Esta constatação sugere que, contrariamente à lógica, adoecer e utilizar os serviços de saúde podem não ter os mesmos
determinantes.
São, então, necessárias maiores
investigações sobre este assunto, quer seja pela necessidade de diminuir
desigualdades na prestação de serviços em saúde à população, quer seja pela
necessidade de melhorar a eficiência e a efetividade de programas em atenção à
saúde infantil. A utilização de um delineamento epidemiológico mais apropriado,
de um tamanho de amostra mais adequado e, se possível, combinado a um
componente qualitativo poderia auxiliar no melhor entendimento desta questão.
Referências bibliográficas
BARROS, F. C. & VICTORA, C. G., 1994. Epidemiologia
da Saúde Infantil: Um Manual para Diagnósticos Comunitários de Saúde. 2a Ed.
BERKSON, J., 1946. Limitations of the aplications of four-fold table analysis to
hospital data. Biometrics, 2:47-53.
BLACK, N., 1996. Why we
need observational studies to evaluate the effectiveness of health care. BMJ, 312:1215-1218.
CESAR, J. A. & HORTA, B. L., 1997. Desigualdade e
Perversidade: Epidemiologia do Adoecer no Extremo Sul
do Brasil. Rio Grande: Editora da FURG.
CESAR, J. A.; VICTORA, C. G.; BARROS, F. C.; RAMOS, F. A.;
ALBERNAZ, E. P.; OLIVEIRA, L. M.; HALPERN, R.;
BREITENBACH, A.; STONE, M. H. & FRACALOSSI, V., 1996. Hospitalizações em
menores de um ano pertencentes a duas cortes de base populacional no Sul do
Brasil: Tendências e diferenciais. Cadernos de Saúde Pública, 12 (Sup. 1):67-71.
CÉSAR, J. A.; VICTORA, C. G.; SANTOS, I. S.; BARROS, F. C.;
ALBERNAZ, E. P.; OLIVEIRA, L. M.; FLORES, J. A.; HORTA, B. L.; WEIDERPASS, E.
& HALPERN, R., 1997. Hospitalizações por
pneumonia: influência de fatores sócio-econômicos e gestacionais em uma coorte
de crianças no Sul do Brasil. Revista de Saúde Pública, 31:53-61.
DEAN, A. G.; DEAN, J.
A.; COULOMBIER D.; BRENDEL, K. A.; SMITH, D. C.; BURTON, A. H.; DICKER, R. C.;
SULLIVEN, K.; FAGAN, R. F. & ARNER, T. G., 1994. Epi Info, Version 6: A
Word Processing, Database, and Statistics Program for Epidemiology on
Microcomputers.
DE NEGRI FILHO, A.,
1992. SILOS, Epidemiologia e Planejamento
Estratégico: A experiência de Icapuí e suas lições.
In: Sistemas Locais de Saúde em Municípios de Pequeno Porte: A Resposta de Icapuí (O. M. Andrade & N. Goya, org.), pp. 27-36,
Fortaleza: Cidadania.
IBGE (Fundação Instituto Brasileiro de
Geografia e Estatística)/UNICEF (Fundo das Nações Unidas para a
Infância), 1994. Indicadores Sociais: Crianças e Adolescentes. Censo
Demográfico, Rio Grande do Sul, 1991. Edição Especial. Rio de Janeiro:
IBGE/UNICEF
HART, J. T., 1971. The inverse care law. Lancet, 1:405-412.
KELSEY,
J. L.; WHITHERMORE, A. S.; EVANS, A. S. & THOMPSON, W. D., 1996. Methods
in Observational Epidemiology.
MONTEIRO, C. A., 1988. Saúde e Nutrição das Crianças de São Paulo, São Paulo: Editora Hucitec/
Edusp.
ROSSNER, B., 1995.
Hypothesis testing: Categorical data. In: Fundamentals of Biostatistics.
(B. Rossner, ed.), pp. 345-442, 4th Ed. Belmont: Duxbury Press.
STARFIELD, B., 1992. Primary
Care: Concept, Evaluation and Policy.
STATISTICS
AND RESEARCH CORPORATION, 1988. Epidemiological Graphics,
Estimation and Testing Package - EGRET. Washington, DC:
Statistics and Research Corporation.
VICTORA,
C. G.; BARROS, F. C. & VAUGHAN, J. P., 1988. Epidemiologia
da Desigualdade: Um Estudo Sobre 6.000 Crianças Brasileiras. São Paulo: Editora Hucitec/Fundo
das Nações Unidas para Infância.
VICTORA,
C. G.; HUTTLY, S. R.; FUCHS, S. C. & OLINTO, M. T. A., 1997. The role of conceptual frameworks
in epidemiological analysis: A hierarchical approach. International Journal of Epidemiology, 26:224-227.
Notas
* Departamento Materno Infantil,
Universidade Federal do Rio Grande. Rua Engenheiro Alfredo Huch,
475, Rio Grande, RS, CEP 96201-900, Brasil.
** Escola de Medicina,
Universidade Católica de Pelotas. Rua Félix da Cunha 412, Pelotas, RS, CEP
96010-000, Brasil.