445026478-Medronho-Roberto-A-Epidemiologia-Capitulo-02

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<p>Medidas de Freqiiencia de Docnca</p><p>Antonio Jose Leal Costa</p><p>Pauline Lorena Kale</p><p>I n t r o d u c a o</p><p>De acordo com a Agencia para o Desenvolvi-</p><p>mento Intemacional dos Estados Unidos da America</p><p>(USAID)14, em 1997 a cada cinco minutos, aproximada-</p><p>mente um individuo com idade entre 10 e 24 anos de ida-</p><p>de era infectado pelo virus da imunodeficiencia humana</p><p>(HIV) em todo o mundo. Neste mesmo ano ocorreram</p><p>ao todo cerca de 2,3 milhoes de obitos devidos a sin-</p><p>drome de imunodeficiencia adquirida (Aids). Segundo o</p><p>Programa de AIDS das Na^oes Unidas (UNAIDS), em</p><p>1998 cerca de 30 milhoes de pessoas eram portadoras</p><p>do HIV, assintomaticas ou nao. Sete anos depois, em</p><p>2005, aproximadamente 4,1 milhoes de pessoas foram</p><p>infectadas, 2,3 milhdes morreram por Aids e cerca de</p><p>39 milhoes eram portadoras do HIV15.</p><p>No Brasil, Szwarcwald e Carvalho12 estimaram que</p><p>597.443 pessoas com idade entre 15 e 49 anos eram</p><p>portadoras do HIV em 2000, correspondendo a apro­</p><p>ximadamente 0,65% da popula^ao nesta mesma faixa</p><p>etaria. De 1980 a 1998, o numero de notifica^oes de</p><p>Aids segundo o ano do diagnostico aumentou em todo o</p><p>pais, estabilizando-se, desde entao, em tomo de 26.000</p><p>a 27.000 casos anuais ate 2003 (Figura 2.1). Em 1995,</p><p>as notifica9oes ultrapassaram 100.000 casos e, ate 2003,</p><p>ja somavam cerca de 317.000.</p><p>Estes numeros despertam o interesse de muitas</p><p>pessoas e sao citados freqiientemente, seja pelos meios</p><p>de comunica^ao de massa, como em publicafoes espe-</p><p>cializadas. Elcs nos permitem caracterizar, de diferentes</p><p>maneiras, a ocorrencia da Aids. Em comum, estas es-</p><p>timativas expressam o quao freqiiente a infec9§o pelo</p><p>HIV e a Aids tem sido em diferentes momentos, regioes</p><p>e populacoes humanas.</p><p>Tanto para a populafao dita “leiga”, como para os</p><p>profissionais de saude, interessa saber, por exemplo,</p><p>como a epidemia vem evoluindo, se as atividades de</p><p>preven^ao vem surtindo os efeitos esperados, se os trata-</p><p>mentos disponiveis aumentam a sobrevida dos doentes e</p><p>se as politicas de saude voltadas para o controle da Aids</p><p>tem sido adequadas. A epidemiologia tem contribuido</p><p>de forma consistente para a obten^ao de respostas a es­</p><p>tas e outras indaga9oes, relacionadas inclusive a outros</p><p>problemas de saude, como, por exemplo, as doempas</p><p>cardiacas, as neoplasias, a tuberculose, o diabetes e</p><p>as violencias. Independentemente da sofistica9ao ou</p><p>da complexidade dos estudos epidemiologicos, assim</p><p>como dos metodos de analise empregados, tais respostas</p><p>baseiam-se em algum tipo de medida de freqiiencia.</p><p>Quantificar ou medir* a freqiiencia com que os proble­</p><p>mas de saude ocorrem em popula9oes humanas e um</p><p>dos objetivos da epidemiologia.</p><p>* Por medir entende-se estimar a ocorrencia de problemas de saude</p><p>em populagoes humanas, tendo em vista a natureza amostral da quase</p><p>totalidade dos estudos epidemiologicos. Entretanto, os termos medir e</p><p>medidas de frequencia de doengas sao, ja ha muito tempo, amplamente</p><p>utilizados na literatura epidemiologica em diversos idiomas, e, portanto,</p><p>tambem o serdo neste texto.</p><p>C apitulo 2 13</p><p>Manuelita</p><p>Realce</p><p>Fig. 2.1 — Casos c/e AIDS notificados ao Programa Nacional de DST & AIDS, Ministerio da Saude, por ano do diagnostico, Brasil, 1980 a 2003.</p><p>Fonte: Coordenagdo Nacional de DST/Aids, Ministerio da Saude, 2006.</p><p>As medidas de freqiiencia sao definidas a partir de</p><p>dois conceitos epidemiologicos fundamentals denomi-</p><p>nados prevalencia e incidencia. A prevalencia expressa</p><p>o numero de casos existentes de uma doen9a, em um</p><p>dado momento. Ja o conceito de incidencia refere-se a</p><p>freqiiencia com que surgem novos casos de uma doen-</p><p>9a, num intervalo de tempo. No exemplo apresentado</p><p>inicialmente, a estimativa de 39 milhoes de pessoas</p><p>vivendo com o HIV em 2005, em todo o mundo, e um</p><p>exemplo de medida de prevalencia. Por sua vez, as</p><p>notifica9oes de novos casos de Aids em maiores de 13</p><p>anos exemplificam o conceito de incidencia.</p><p>Outras medidas freqiientemente utilizadas na litera-</p><p>tura medica e de saude publica, como as de mortalidade,</p><p>letalidade e sobrevida, podem ser entendidas como</p><p>varia9des do conceito de incidencia.</p><p>Alem da freqiiencia de doen9as e agravos, os con­</p><p>ceitos de incidencia e prevalencia tambem se aplicam a</p><p>mensuragao de quaisquer eventos relacionados a saude,</p><p>incluindo fatores determinantes, tais como tabagismo e</p><p>sedentarismo.</p><p>A expressao matematica das medidas de freqiiencia de</p><p>doen9as e diversa e depende do conceito epidemiologico</p><p>subjacente, assim como de algumas caracteristicas das</p><p>populates a que se referem. Elas podem ser expressas</p><p>como freqiiencias absolutas ou relativas. Estas ultimas,</p><p>mais comuns, sao essenciais quando o objetivo e comparar</p><p>freqiiencias de ocorrencia de problemas de saude entre duas</p><p>popula95es ao longo de um mesmo periodo e/ou em uma</p><p>mesma popula9ao em momentos distintos.</p><p>Qualquer que seja a medida de freqiiencia utilizada,</p><p>ela deve ser necessariamente referida as dimensoes do</p><p>tempo, do espa90 e da popula9ao.</p><p>Neste capitulo serao apresentados os conceitos e as</p><p>medidas de incidencia e prevalencia, enfatizando suas</p><p>interpreta9oes em diferentes contextos epidemiologicos.</p><p>A apresenta9ao sobre incidencia inclui tambem os con­</p><p>ceitos de mortalidade, letalidade e sobrevida. Quando</p><p>necessario, serao indicados os capitulos deste livro que</p><p>complementam ou aprofundam os conhecimentos sobre</p><p>um determinado assunto.</p><p>I n c id e n c ia</p><p>Incidencia e a freqiiencia de casos novos de uma</p><p>determinada doen9a ou problema de saude num deter­</p><p>minado periodo de tempo, oriundos de uma popula9ao</p><p>sob risco de adoecimento no inicio da observacao.</p><p>14 C apitulo 2</p><p>Os casos novos, ou incidentes, sao aqueles indivi-</p><p>duos nao doentes no im'cio do periodo de observagao</p><p>(N’) - e, portanto, sob risco de adoecimento - que, no</p><p>seu decorrer, acabam por adoecer. Para que possam</p><p>ser detectados, e necessario que cada individuo seja</p><p>observado em, no minimo, duas ocasides. A incidencia</p><p>e, portanto, uma medida dinamica, pois expressa mu-</p><p>dangas no estado de saude. Tipicamente, as medidas</p><p>de incidencia sao obtidas nos estudos que envolvem o</p><p>seguimento {follow-up) de uma determinada populagao</p><p>- denominados estudos longitudinais - , como, por exem­</p><p>plo, nos estudos de coorte e de intervengao.</p><p>A definigao de caso novo, ou incidente, baseia-se na</p><p>presenga de evidencias de natureza clinica, laboratorial</p><p>ou epidemiologica, segundo criterios predefinidos e</p><p>padronizados, de acordo com o objetivo do estudo ou a</p><p>atividade em questao.</p><p>E importante ter em mente que as definigoes de caso</p><p>sao, via de regra, passiveis de erros de classificagao, que</p><p>podem interferir na validade das estimativas de freqiiencia</p><p>de doencas. A magnitude dos erros de classificagao e fun-</p><p>gao da sensibilidade e da especificidade dos procedimentos</p><p>diagnosticos disponiveis, assim como da freqiiencia de casos</p><p>existentes na populagao. Este tema e apresentado em detalhes</p><p>no Capitulo 21 - sobre Testes Diagnosticos.</p><p>Em geral, entende-se por incidencia a ocorrencia do</p><p>primeiro episodio da doenga ou problema de saude de</p><p>interesse. Este e, necessariamente, o caso das doencas</p><p>infecciosas que conferem imunidade pennanente e de</p><p>algumas doencas cronicas, como o diabetes mellitus. Em</p><p>circunstancias particulars, pode haver interesse pelo</p><p>computo das multiplas ocorrencias de uma doenga em</p><p>um mesmo individuo, ao longo de um intervalo de tem­</p><p>po. Esta medida e denominada incidencia total, e pode</p><p>ser utilizada em estudos de doengas agudas, na ausencia</p><p>de imunidade adquirida, ou de doengas nao-infecciosas,</p><p>como o infarto agudo do miocardio.</p><p>As medidas de incidencia estao necessariamente re-</p><p>lacionadas a dimensao do tempo. Rothman e Greenland9</p><p>citam como exemplo a comparagao da incidencia de</p><p>obitos, ou mortalidade, observada em duas populagoes</p><p>hipoteticas. Em ambas, todos os individuos acabam</p><p>por falecer em algum momento de suas vidas. Porem,</p><p>o tempo transcorrido entre o nascimento e a morte na</p><p>segunda populagao e sempre maior, quando comparado</p><p>a primeira</p><p>(Figura 2.2), o que toma as duas experiencias</p><p>de mortalidade distintas. Assim, o simples registro do</p><p>numero de casos novos, ou de obitos, e insuficiente</p><p>para estimar a incidencia de um determinado problema</p><p>de saude.</p><p>Tempo</p><p>x: adoecimento (ou morte)</p><p>Fig. 2.2 — Representagao grafica de diferentes padrdes de</p><p>adoecimento em duas populagoes hipoteticas (Adaptado de Rothman</p><p>e Greenland9).</p><p>Nos estudos epidemiologicos, a dimensao do tem­</p><p>po pode ser medida tendo como referenda diferentes</p><p>eventos, ou acontecimentos, ocorridos nas vidas de cada</p><p>individuo observado. O momento em que tais eventos</p><p>ocorrem e denominado tempo zero - designado por t()</p><p>- e representa o inicio do periodo de observagao de</p><p>ocorrencia de casos novos. Quando se utiliza a idade</p><p>no momento do adoecimento, por exemplo, a referenda</p><p>e o nascimento. Alternativamente, o tempo zero pode</p><p>ser definido como o inicio de um tratamento, ou de</p><p>uma exposigao a uma substancia supostamente cau-</p><p>sadora de uma doenga. Nestas situagoes, o evento de</p><p>referenda e unico, ou particular, para cada individuo</p><p>participante do estudo. Quando o evento de referenda</p><p>e uma data do calendario, a partir da qual se inicia o</p><p>periodo de observagao, o tempo zero e comum a todos</p><p>os individuos participates.</p><p>A incidencia de um agravo qualquer pode ser medida</p><p>ou estimada por meio de diferentes maneiras. A mais</p><p>simples e o numero de casos incidentes I, comumente</p><p>denominada incidencia. Por exemplo, como citado</p><p>anteriormente, entre 1980 e 2003 foram notificados</p><p>aproximadamente 317.000 casos de Aids no Brasil.</p><p>Trata-se de uma medida adimensional, cujos valores</p><p>possiveis variam de zero a infinito. Na pratica, entretan-</p><p>to, o tamanho da populagao sob risco de adoecimento</p><p>determina o limite maximo possivel do numero de casos</p><p>incidentes. Ainda assim, nota-se que a referenda a uma</p><p>populagao e periodo determinados se faz presente, ainda</p><p>que indiretamente.</p><p>Embora o seu calculo seja simples, o numero de</p><p>casos incidentes, por si so, nao permite comparagoes</p><p>da incidencia entre diferentes populagoes ou areas</p><p>C apitulo 2 15</p><p>geograficas, ou entre diferentes periodos. Os 317.000</p><p>casos de Aids, notificados no mesmo periodo, teriam</p><p>um significado epidemiologico distinto se referidos a</p><p>um pais com uma populagao equivalente a metade da</p><p>populagao brasileira; ou se referidos a um periodo mais</p><p>curto, como entre 1980 e 1991, correspondente a metade</p><p>do periodo considerado inicialmente.</p><p>Tais comparagoes, assim como as investigagoes</p><p>sobre associagdes de causa e efeito, sao realizadas</p><p>utilizando-se medidas de incidencia expressas como</p><p>freqiiencias relativas, como a taxa de incidencia e a</p><p>incidencia acumulada. Ambas sao expressoes numericas,</p><p>ou quantitativas, do conceito de risco, de importancia</p><p>capital na epidemiologia e intimamente relacionado ao</p><p>conceito de incidencia.</p><p>Na epidemiologia, risco significa a probabilidade de</p><p>um individuo adoecer durante um intervalo de tempo de-</p><p>terminado; e uma probabilidade condicionada a ausencia</p><p>de riscos competitivos, ou seja, baseada na premissa de</p><p>que o individuo nao morra por nenhuma outra causa ao</p><p>longo do periodo de observagao, antes de desenvolver</p><p>o problema de saude em questao. Embora referido ao</p><p>nivel individual, o conceito de risco e expresso nume-</p><p>ricamente a partir de observagoes envolvendo grupos</p><p>de individuos.</p><p>A opgao por uma das medidas de incidencia deve ser</p><p>feita levando-se em consideragao o objetivo do estudo,</p><p>assim como o tipo de populagao envolvida. A seguir,</p><p>sao apresentadas as definigoes pertinentes a cada uma</p><p>das medidas de freqiiencia relativa mencionadas.</p><p>Taxa de Incidencia</p><p>Segundo Ellandt-Johnson4, o conceito de taxa esta</p><p>associado com a variagao de um fenomeno por unidade</p><p>de tempo, ou de uma outra variavel qualquer. Por exem­</p><p>plo, o numero de nascimentos ou obitos por ano, ou a</p><p>quantidade de glicose, em miligramas, por unidade de</p><p>volume de sangue circulante, como 100 mL.</p><p>Uma taxa e a expressao da velocidade media com</p><p>que ocorre o fenomeno de interesse, como por exemplo,</p><p>o crescimento de uma populagao. Ela pode ser positiva</p><p>ou negativa, caso a quantidade y (a populagao, no exem­</p><p>plo anterior) aumente (Ay > 0) ou diminua (Ay < 0) com</p><p>o tempo. A letra A (delta), do alfabeto grego, representa</p><p>a nogao da variagao de uma quantidade y qualquer*.</p><p>Por exemplo, segundo dados da Secretaria de Segu-</p><p>ranga Publica do Estado do Rio de Janeiro publicados</p><p>no jomal O Globo em 9/8/2000, foram registrados 376</p><p>obitos por homicidios no mes de julho, em todo o Estado.</p><p>Estes 376 obitos correspondem a variagao da mortali­</p><p>dade acumulada no periodo, ou seja, a quantidade Ay</p><p>na expressao da taxa de variagao media. Tomando-se a</p><p>unidade de tempo t como um dia, obtem-se, para o mes</p><p>de julho (At = 31 dias), uma taxa de mortalidade por</p><p>homicidios de aproximadamente 12,1 obitos por dia,</p><p>em media (376 obitos/31 dias).</p><p>Obviamente, em nenhum dia do mes de julho de</p><p>2000 ocorreram exatamente 12,1 homicidios no Es­</p><p>tado do Rio de Janeiro. A mortalidade e uma variavel</p><p>discreta, ou seja, seus valores possiveis sao numeros</p><p>inteiros. Porem, como ja mencionado, toda a construgao</p><p>matematica apresentada ate aqui se baseia na premissa</p><p>de que a quantidade y e uma fungao contmua do tempo</p><p>t. De fato, o numero de homicidios variou a cada dia.</p><p>Do ponto de vista matematico, isto significa que a taxa</p><p>Ay/At varia em fungao de At. Sendo assim, e de interesse</p><p>calcular seu valor a cada instante do tempo t, remetendo</p><p>ao conceito de taxa instantanea**.</p><p>Definida como o quociente entre a variagao de y por</p><p>unidade de tempo t, uma taxa e dita absoluta. O uso de</p><p>taxas absolutas em epidemiologia e pouco comum, pois</p><p>*Em geral, um fenomeno y qualquer pode ser descrito como uma fungao contmua de uma segunda variavel independente x, ou seja, y = y(x).</p><p>Uma taxa pode ser definida como a medida da variagao de uma quantidade y por unidade de uma segunda quantidade x, em relagao a qual y e</p><p>dependente. Considerando que y varie em fungao do tempo (t), entao x representara o tempo e sera substituido por t. Assim, uma taxa pode ser</p><p>expressa como Ay/At, onde Ay = y(t + At) - y(t) refere-se a variagao da quantidade y, no intervalo de tempo ft, t + At). Mais precisamente, a</p><p>razao representa a variagao media de y por unidade de tempo t, no intervalo de tempo (t, t + At), e e, portanto, denominada taxa de variagao</p><p>media.</p><p>** Uma taxa de variagao instantanea T e calculada pela razao Ay/At quando At tende a zero, ou seja, a um instante do tempo, de acordo com</p><p>a expressao:</p><p>Ar —> 0 At</p><p>onde:</p><p>dy/dt representa a derivada da fungao y(t) em relagao a t. O valor exato de uma taxa pode ser calculado somente quando se conhece a forma</p><p>da fungao y(t).</p><p>1 6 C apitulo 2</p><p>a dimensao relativa a populagao de onde surgem os casos</p><p>(ou obitos) nao e considerada no calculo. Ja em outras</p><p>areas do conhecimento, como nas ciencias sociais e na</p><p>fisica, a sua aplicagao e mais freqiiente.</p><p>O interesse maior da epidemiologia repousa sobre</p><p>taxas que expressem a variagao do numero de casos de</p><p>uma doenga por unidade de tempo e da populagao sob</p><p>risco de adoecimento no instante t, simultaneamente,</p><p>denominadas taxas relativas. Por exemplo, em uma</p><p>reagao quimica, e de interesse medir a variagao da</p><p>quantidade de uma substancia por unidade de tempo e,</p><p>simultaneamente, por unidade da substancia disponivel,</p><p>em dado instante t*.</p><p>A taxa (absoluta) de homicidios de 12,1 obitos</p><p>por dia, em julho de 2000 (376 obitos/31 dias), e mais</p><p>informativa quando referida simultaneamente a popula­</p><p>gao entao residente no Estado do Rio de Janeiro, de cerca</p><p>de 12 milhoes de habitantes, ou seja, 1,01.(1 O'6) obitos</p><p>por habitante por dia (376/[ 12.000.000 x 31]). Em vez de</p><p>a um habitante, a taxa pode ser referida a um grupo de,</p><p>por exemplo, 1.000.000 de habitantes, multiplicando-se</p><p>o resultado anterior por 10'6, passando entao para 1,01</p><p>obito por cada 1.000.000 habitantes por dia.</p><p>Se, entretanto, os 376 obitos tivessem ocorrido</p><p>na cidade do Rio de</p><p>Janeiro, cuja populagao estimada</p><p>para 2000 e de cerca de 5,5 milhoes de habitantes, a</p><p>taxa (relativa) de homicidios seria aproximadamente</p><p>2,2 obitos por cada 1.000.000 de habitantes, por dia</p><p>(376/[5.500.000 x 31]). Nota-se que, embora o numero</p><p>de obitos (representando a medida de incidencia, como</p><p>uma freqiiencia absoluta) e as taxas absolutas de inci­</p><p>dencia sejam iguais para o estado e para a cidade do</p><p>Rio de Janeiro (esta ultima numa situagao hipotetica),</p><p>as respectivas taxas relativas de homicidios refletem</p><p>contextos epidemiologicos distintos.</p><p>A taxa de incidencia e a expressao da freqiiencia com</p><p>que surgem novos casos de uma doenga, ou problema de</p><p>saude, por unidade de tempo, e com relagao ao tamanho</p><p>de uma determinada populagao. Outros termos utiliza-</p><p>dos como sinonimos de taxa de incidencia na literatura</p><p>epidemiologica sao densidade de incidencia, forga de</p><p>morbidade e taxa de incidencia por pessoa-tempo.</p><p>onde:</p><p>y(t) representa a populagao y no instante t.</p><p>A taxa de incidencia (TI) e calculada como a razao</p><p>entre o numero de casos novos de uma determinada</p><p>doenga ou problema de saude, e o total de pessoa-tempo</p><p>gerado a partir da populagao de estudo acompanhada,</p><p>de acordo com a equagao:</p><p><2-3)</p><p>onde:</p><p>(t0, t) refere-se ao intervalo entre a origem t0 e o instante t; I representa</p><p>o numero de casos novos que surgiram entre t e t; e PT representa</p><p>a quantidade de pessoa-tempo acumulada pela populagao, durante</p><p>o estudo.</p><p>Por pessoa-tempo entende-se o periodo durante o</p><p>qual um individuo esteve exposto ao risco de adoeci­</p><p>mento e, caso viesse a adoecer, seria considerado um</p><p>caso novo ou incidente. E a expressao da experiencia</p><p>individual de exposigao ao risco de adoecimento, re­</p><p>ferida a uma unidade de tempo, como o ano, o mes ou</p><p>o dia. Somadas as experiencias individuais, obtem-se</p><p>o total de pessoa-tempo gerado por uma determinada</p><p>populagao, ao longo do periodo em que se desenvolve</p><p>um determinado estudo.</p><p>Por exemplo, uma pessoa acompanhada por um ano</p><p>sem desenvolver uma determinada doenga, corresponde</p><p>a uma pessoa-ano. Por sua vez, duas pessoas acompa-</p><p>nhadas por seis meses cada, sem adoecer, contribuem</p><p>individualmente com meia pessoa-ano cada. As respecti­</p><p>vas contribuigoes individuais somadas equivalem a uma</p><p>pessoa-ano, ou seja, a uma pessoa exposta ao risco de</p><p>adoecimento, acompanhada por todo um ano.</p><p>A quantidade de pessoa-tempo pode ser calculada de</p><p>diferentes formas, dependendo do tipo de populagao e das</p><p>caracteristicas do estudo epidemiologico em questao.</p><p>As populagoes podem ser definidas como fechadas</p><p>ou abertas.</p><p>Uma populagao e fechada quando nenhum membro</p><p>novo e a ela incorporado ao longo do tempo, e seus</p><p>integrantes a deixam somente devido a morte. O seu</p><p>tamanho (N) diminui sistematicamente ao longo do</p><p>tempo.</p><p>Por outro lado, uma populagao e aberta se novos</p><p>membros sao adicionados no tempo, em decorrencia da</p><p>natalidade ou da imigragao, e seus integrantes a deixam</p><p>por emigragao ou quando morrem.</p><p>Uma populagao aberta e estavel, ou estacionaria,</p><p>quando, para cada individuo que a deixa, por qualquer</p><p>*A expressao de uma taxa instantanea relativa e</p><p>m = J - d y _ (2.2)</p><p>PW y(t) dt</p><p>C apitulo 2 iUCDB 17</p><p>motivo, um outro e reposto imediatamente no seu lugar,</p><p>mantendo assim o seu tamanho constante. A reposisao</p><p>implica nao so na manuten9ao do seu tamanho (N), mas</p><p>tambem das suas estruturas etaria, por sexo e, a rigor,</p><p>de todas as variaveis associadas ao risco de desenvol-</p><p>vimento de uma detenninada doenga.</p><p>Os termos “coorte fixa” e “populacpao dinamica”</p><p>sao utilizados na literatura com o mesmo sentido de</p><p>popula9ao fechada e aberta, respectivamente, quando</p><p>a dimensao do tempo restringe-se a um determinado</p><p>periodo de seguimento em um estudo epidemiologico.</p><p>As popula9oes dinamicas podem ser tambem estaveis.</p><p>Uma coorte fixa, constituida em um instante t0, nao</p><p>admite novos integrantes apos iniciado o periodo de</p><p>seguimento, embora seus integrantes possam deixa-la</p><p>por diferentes razoes. E o caso, por exemplo, dos tra-</p><p>balhadores sobreviventes de um acidente em uma usina</p><p>nuclear, que seriam acompanhados por um periodo para</p><p>deteccao de problemas de saude decorrentes da exposi-</p><p>9ao a radia9ao nuclear. Alguns deles podem interromper</p><p>o acompanhamento antes de adoecer, ao emigrarem, ou</p><p>mesmo falecer por motivo nao associado a exposi9ao</p><p>em estudo, como um atropelamento.</p><p>Uma popula9ao dinamica pode tanto receber novos</p><p>membros, como perder seus integrantes ao longo do</p><p>periodo de estudo. Por exemplo, os trabalhadores admi-</p><p>tidos em uma industria quimica entre os anos de 1996</p><p>e 2000, acompanhados por um periodo de ate 25 anos</p><p>apos a admissao para detec9ao de neoplasias. Novos</p><p>membros seriam recrutados em diferentes instantes,</p><p>ao longo do qiiinquenio citado. As perdas tambem</p><p>poderiam ocorrer em qualquer momento, por motivos</p><p>distintos, entre a admissao e o adoecimento, ou o tenuino</p><p>do acompanhamento.</p><p>Uma popula9ao dinamica pode ser analisada hi-</p><p>poteticamente como uma coorte fixa, se o inicio do</p><p>seguimento de seus integrantes corresponde ao inicio do</p><p>periodo de risco para o desenvolvimento do problema</p><p>de saude em questao. Retornando ao exemplo anterior,</p><p>os diferentes momentos individuals de admissao podem</p><p>ser hipoteticamente referidos a um mesmo instante do</p><p>tempo t0, ou seja, o momento da admissao, a partir do</p><p>qual cada trabalhador passaria a estar exposto ao risco</p><p>de desenvolver diferentes neoplasias. Nestes casos,</p><p>os periodos de seguimento individuals sao, em geral,</p><p>diferentes.</p><p>Se, num determinado estudo, a dura9ao dos se-</p><p>guimentos individuals e conhecida, o denominador da</p><p>expressao (2.3) e calculado somando-se as quantidades</p><p>de pessoas-tempo relativas a cada individuo pertencen-</p><p>te a popula9ao de estudo N’, tal como apresentado na</p><p>equa9ao:</p><p>PT = X At. (2-4)</p><p>i = 1 1</p><p>onde:</p><p>At. representa o periodo durante o qual o i-esimo individuo perten-</p><p>cente a N ’ foi observado, desde o inicio do estudo ate o desenvol­</p><p>vimento do problema de saude de interesse, ou ate a interrupi^ao do</p><p>seguimento por qualquer outro motivo. Neste caso, a popula^ao pode</p><p>ser tanto fechada, ou fixa, como aberta, ou dinamica.</p><p>A interrup9ao do seguimento de um individuo por</p><p>qualquer motivo que nao seja o adoecimento e denomi-</p><p>nada perda, ou censura. As perdas podem ocorrer em</p><p>consequencia da migragao, da recusa de um determinado</p><p>individuo em continuar participando do estudo, ou devi-</p><p>do a morte por uma outra causa, que nao o problema de</p><p>saude em questao. Os participantes cujos seguimentos</p><p>sao interrompidos ao termino do estudo, sem que tenham</p><p>adoecido ate entao, tambem sao considerados censuras.</p><p>Por fim, as perdas podem ser devidas a interven9oes me-</p><p>dicas que venham a tomar uma determinada pessoa nao</p><p>exposta ao risco de adoecimento, como por exemplo, a</p><p>realiza9ao de uma histerectomia no curso de um estudo</p><p>sobre fatores associados ao cancer uterino.</p><p>Em todas as situa9oes anteriores, e razoavel supor</p><p>que ao menos uma parte dos individuos considerados</p><p>como perdas desenvolveria a doen9a de interesse, caso</p><p>o seguimento nao tivesse sido interrompido. Entretanto,</p><p>tudo o que se pode afirmar e que nenhum deles mani-</p><p>festou o problema de saude em foco, ao longo de cada</p><p>periodo de seguimento.</p><p>A rigor, o conhecimento sobre a dura9ao do segui­</p><p>mento de cada individuo participate do estudo pressu-</p><p>poe o conhecimento do instante exato em que ocorre o</p><p>adoecimento ou se caracteriza uma perda. Entretanto,</p><p>tais informa9oes muitas vezes nao estao disponiveis,</p><p>com a precisao desejada. Em tais ocasioes, assume-</p><p>se, por exemplo, que os eventos adoecimento e perda</p><p>ocorram no meio do intervalo entre duas observa9oes</p><p>consecutivas. Por vezes, o adoecimento e referido ao</p><p>momento do diagnostico.</p><p>A Figura 2.3 mostra dados hipoteticos sobre uma</p><p>popula9ao dinamica constituida por 20 individuos,</p><p>acompanhados ao longo de um periodo de dez anos</p><p>em um estudo sobre a incidencia de infarto agudo do</p><p>miocardio. Todos sao do sexo masculino e com idade</p><p>18 C apitulo 2</p><p>entre 50 e 59 anos no inicio do seguimento. Assume-se</p><p>que todos os casos incidentes de IAM, assim como as</p><p>perdas de seguimento, ocorreram sempre na metade de</p><p>um determinado ano ao longo do periodo de seguimento,</p><p>correspondendo, assim, a meio ano sob risco de adoeci­</p><p>mento. Por exemplo, o individuo 1, que sobreviveu ao</p><p>primeiro ano e desenvolveu IAM na metade do segundo</p><p>ano de seguimento se expos ao risco de adoecimento</p><p>por um ano e meio, somando, portanto, 1,5 pessoa-ano</p><p>sob risco de adoecer.</p><p>A cada dois anos, desde o inicio do acompanhamen-</p><p>to, quatro novos individuos foram admitidos. Dos 20,</p><p>quatro desenvolveram IAM e tres tiveram o seguimento</p><p>interrompido, por qualquer motivo, exceto o adoecimen­</p><p>to por IAM. Na ultima coluna a direita, sao apresentados</p><p>os tempos de exposigao ao risco de adoecimento por</p><p>IAM de cada individuo, que, somados, totalizam 95,5</p><p>pessoas-ano (equagao 2.4). A taxa de IAM, estimada a</p><p>partir deste estudo, foi de aproximadamente 0,04 caso</p><p>por pessoa-ano (4 casos/95,5 pessoas-ano).</p><p>Quando a duragao dos seguimentos individuais nao</p><p>e conhecida, e a populagao exposta ao risco de adoeci­</p><p>mento N ’ e dinamica e estavel, ou estacionaria, ao longo</p><p>do periodo de estudo At, a quantidade de pessoas-tempo</p><p>e calculada de acordo com a expressao:</p><p>PT = N ’(At) (2.5)</p><p>Um exemplo de uma populagao dinamica estavel</p><p>e apresentado na Figura 2.4. O objetivo e o mesmo do</p><p>Individuo Anos de seguimento</p><p>8 9 10</p><p>Pessoa-ano</p><p>1</p><p>2</p><p>3</p><p>4</p><p>5</p><p>6</p><p>7</p><p>8</p><p>9</p><p>10</p><p>11</p><p>12</p><p>13</p><p>14</p><p>15</p><p>16</p><p>17</p><p>18</p><p>19</p><p>20</p><p>* -</p><p>• -------</p><p>• — ...............</p><p>*</p><p>— ......+</p><p>• ............................... - ............................ - ---------------------------- ------- - .............</p><p>1.5</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>8.5</p><p>8,0</p><p>4.5</p><p>8,0</p><p>8,0</p><p>1.5</p><p>6,0</p><p>2.5</p><p>6,0</p><p>1.5</p><p>4.0</p><p>4.0</p><p>4.0</p><p>2.0</p><p>1.5</p><p>2,0</p><p>2,0</p><p>Legenda: • Inicio do seguimento</p><p>▲ Adoecimento</p><p>^ Perda</p><p>--- Seguimento</p><p>Fig. 2.3 — Representagao grafica do seguimento de uma populagao dinamica de 20 homens com idade inicial entre 50 e 59 anos, para o</p><p>diagnostico de infarto agudo do miocardio (dados hipoteticos).</p><p>C apitulo 2 19</p><p>exemplo apresentado na Figura 2.3. Neste caso, N’ cor-</p><p>responde a 20 homens com idade inicial entre 50 e 59</p><p>anos, e o periodo de estudo e igual a dez anos. O numero</p><p>de casos e perdas e igual ao do exemplo anterior. Porem,</p><p>as reposigoes fizeram com que o tamanho da populagao</p><p>se mantivesse constante.</p><p>Vinte e sete individuos foram observados, corres-</p><p>pondendo a soma dos simbolos (*) e (A), respectivamen-</p><p>te, os individuos que iniciaram o estudo e as reposigoes</p><p>das perdas, resultando em um total de 200 pessoas-ano</p><p>de exposigao. A taxa de incidencia de LAM entre homens</p><p>com idade entre 50 e 59 anos e igual a 0,02 caso, em</p><p>media, por pessoa-ano (4 casos/200 pessoas-ano).</p><p>Uma mesma quantidade de pessoas-tempo de ex­</p><p>posigao pode ser obtida de diferentes formas. As 200</p><p>pessoas-ano do exemplo anterior poderiam ser geradas</p><p>a partir da observagao de 200 pessoas por um ano, 100</p><p>pessoas por dois anos ou 20 pessoas por dez anos.</p><p>As estimativas populacionais para um determinado</p><p>local e ano, elaboradas por instituigoes govemamentais</p><p>como o Instituto Brasileiro de Geografia e Estatistica</p><p>- IBGE, sao tambem utilizadas como expressao da</p><p>quantidade de pessoas-tempo sob risco. E o caso das</p><p>analises em que nao se dispoe de informagoes no nivel</p><p>individual, mas somente com relagao a grupos, ou agre-</p><p>gados populacionais, comuns no ambito dos servigos</p><p>de saude.</p><p>O intervalo de tempo nao deve ser excessivamente</p><p>longo - em geral, as estimativas referem-se a um ano - e</p><p>Individuo Anos de seguimento</p><p>1 2 3 4 5 6 7 8 9 10</p><p>Pessoa-ano</p><p>1</p><p>2</p><p>3</p><p>4</p><p>5</p><p>6</p><p>7</p><p>8</p><p>9</p><p>10</p><p>11</p><p>12</p><p>13</p><p>14</p><p>15</p><p>16</p><p>17</p><p>18</p><p>19</p><p>20</p><p>Legenda: • Inicio do seguimento</p><p>▲ Adoecimento</p><p>^ Perda</p><p>■ Reposi^ao</p><p>--- Seguimento</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>Fig. 2.4 — Representagao grafica do seguimento de uma populagao dinamica estavel de 20 homens com idade inicial entre 50 e 59 anos, para</p><p>diagnostico de infarto agudo do miocardio (dados hipoteticos).</p><p>20 C apitulo 2</p><p>a populate) deve ser relativamente estavel. A estimativa</p><p>referida ao meio do ano (Is de julho) corresponde ao</p><p>tamanho medio da populagao e a quantidade de pesso-</p><p>as-ano acumulada.</p><p>Interpretagao da Taxa de Incidencia</p><p>Uma taxa de incidencia tem dimensao igual ao</p><p>reciproco do tempo (T 1, ou 1/T). Embora possa causar</p><p>estranheza a principio, este conceito pode ser mais</p><p>bem entendido observando-se a equagao 2.3, na qual o</p><p>tempo aparece no denominador (e tambem as equagoes</p><p>2.1 e 2.2).</p><p>Os valores posslveis de uma taxa de incidencia</p><p>variam entre zero e infinito positivo. Trata-se de um</p><p>quociente entre quantidades de naturezas distintas, nao</p><p>negativas. Nela, o numerador (casos incidentes) nao e</p><p>um subconjunto do denominador (tempo de exposigao</p><p>ao risco de adoecimento). Portanto, valores superiores</p><p>a 1,0 nao significam que mais de 100% da populagao</p><p>estariam acometidos, o que, evidentemente, nao e pos-</p><p>sivel. Cem pessoas so podem dar origem a, no maximo,</p><p>100 casos novos de uma doenga. Porem, estes 100 casos</p><p>podem se originar a partir de 10.000, 1.000 ou 100 pes-</p><p>soas-ano de exposigao, por exemplo.</p><p>O valor numerico de uma taxa nao tem significado</p><p>proprio, e depende da unidade de tempo a qual se refere,</p><p>que deve ser necessariamente mencionada. O exemplo</p><p>citado por Rothman e Greenland e bastante ilustrativo.</p><p>Considera-se uma taxa de incidencia de 100 casos por</p><p>uma pessoa-ano, observada ao se acompanhar 100</p><p>pessoas, que adoecem uma apos a outra, em intervalos</p><p>de aproximadamente 3,65 dias, em media. Esta taxa e</p><p>equivalente a 10.000 casos por pessoa-seculo, 8,33 casos</p><p>por pessoa-mes, 1,92 caso por pessoa-semana, ou 0,27</p><p>caso por pessoa-dia. Usualmente, a unidade de tempo</p><p>empregada e o ano (nao importando se a duragao de um</p><p>estudo epidemiologico seja igual a dez anos, um ano ou</p><p>uma semana), e a medida em questao e uma taxa media</p><p>de variagao.</p><p>Embora a taxa de incidencia nao seja, a rigor, uma</p><p>medida do risco de adoecimento, ela e comumente</p><p>utilizada para este fim. Quando ha interesse em estimar</p><p>uma taxa de incidencia, e importante levar em consi-</p><p>deragao alguns aspectos relativos a evolugao de uma</p><p>determinada doenga, em particular o tempo transcorrido,</p><p>em media, ate que seja possivel o seu diagnostico. Por</p><p>exemplo, em dois estudos sobre um mesmo agravo, em</p><p>que 100 e 1.000 individuos sejam acompanhados por um</p><p>periodo de dez anos e um ano, respectivamente, apos</p><p>expostos a um determinado fator de risco. Em ambos</p><p>os casos, obtem-se uma quantidade de 1.000 pessoas-</p><p>ano de exposigao. Sabe-se, entretanto, que o tempo</p><p>entre a exposigao e o adoecimento, detectavel pelos</p><p>procedimentos diagnosticos disponiveis, e de cinco</p><p>anos, em media. Assim, no segundo estudo, baseado</p><p>em 1.000 pessoas seguidas por um ano, a taxa de inci­</p><p>dencia sera provavelmente subestimada, dado que nao</p><p>houve tempo suficiente para que parte dos participantes</p><p>pudesse desenvolver a doenga em questao. E o caso, por</p><p>exemplo, do cancer em geral, cujo periodo de latencia</p><p>(tempo transcorrido entre a exposigao e o adoecimento)</p><p>e usualmente longo.</p><p>Partindo-se do pressuposto que uma taxa de inci­</p><p>dencia TI e constante, quando o intervalo de tempo At e</p><p>suficientemente curto (por exemplo, um ano) o produto</p><p>TI.(At) e aproximadamente igual ao risco, ou probabili-</p><p>dade de adoecimento referido ao mesmo intervalo. Para</p><p>maiores detalhes, o leitor interessado pode consultar a</p><p>bibliografia listada no final deste capitulo.</p><p>Incidencia Acumulada</p><p>Uma proporgao e a razao entre duas quantidades, na</p><p>qual o numerador esta inclmdo no denominador. Uma</p><p>proporgao p e calculada como p = a/(a + b). Se, por</p><p>exemplo, a e b representam o numero de natimortos e</p><p>de nascidos vivos, respectivamente, entao p representa</p><p>a proporgao de obitos fetais, com relagao ao total de</p><p>nascimentos (a + b). Esta medida, (erroneamente) deno-</p><p>minada taxa de mortalidade fetal, expressa a freqtiencia</p><p>relativa</p><p>de natimortos, entre todos os nascimentos. Ela</p><p>pode ser interpretada como uma estimativa da proba-</p><p>bilidade de ocorrencia de um evento qualquer, neste</p><p>caso, o obito fetal.</p><p>A incidencia acumulada IA, entre os instantes tQ e</p><p>t, e estimada de acordo com a equagao:</p><p>IA«V>= J - i 2-6)</p><p>N'o</p><p>onde:</p><p>I representa o numero de casos incidentes entre t0 e t; e N ’0 representa</p><p>a popula^ao de onde se originarara os casos incidentes I, constituida</p><p>por individuos nao-doentes no instante t().</p><p>A incidencia acumulada e uma proporgao que repre­</p><p>senta uma estimativa do risco de desenvolvimento de</p><p>uma doenga ou agravo em uma populagao, durante um</p><p>intervalo de tempo determinado. Baseada no conceito</p><p>C apitulo 2 21</p><p>de risco, definido no nivel individual, ela e a expressao</p><p>do risco medio de adoecimento, referido a um grupo</p><p>de individuos. Quanto mais homogeneo o grupo, mais</p><p>proxima do risco individual esta a estimativa do risco</p><p>medio de adoecimento.</p><p>A incidencia acumulada e tambem denominada pro-</p><p>por^ao de incidencia, incidencia cumulativa ou taxa de</p><p>ataque. O terceiro termo e, na verdade, uma proporgao,</p><p>que expressa o risco de adoecimento em grupos popu-</p><p>lacionais especificos, e em situ a tes particulares, como</p><p>os surtos de doenfas infecto-contagiosas.</p><p>A equa9ao 2.6 e aplicavel em situafoes restritas, como</p><p>no contexto das coortes fixas (ou popula9oes fechadas)</p><p>em que nao ha perdas de seguimento. Assume-se que os</p><p>periodos individuals de seguimento At, dos individuos</p><p>que nao adoeceram ao longo do estudo sao iguais, ou</p><p>mesmo aproximadamente iguais (At,« At ~ t - 10). Estas</p><p>sao situa9oes pouco freqiientes, principalmente quando</p><p>envolvem periodos de seguimento longos, pois dificil-</p><p>mente as perdas decorrentes de obitos por outras causas</p><p>(riscos competitivos) podem ser evitadas.</p><p>Em geral, os periodos de seguimento individuais</p><p>(At.) sao variaveis, independentemente se a popula9ao</p><p>envoivida no estudo e fixa ou dinamica. Nestes casos, a</p><p>incidencia acumulada e estimada a partir da equa9ao</p><p>I[A — ___________</p><p><»••) N'0- / _ W j (2.7)</p><p>onde:</p><p>I e N ’() sao definidos como na equacao (2.6); e W representa o numero</p><p>de perdas dc seguimento (withdrawals) ocorridas entre t() e t.</p><p>O denominador da equa9ao 2.7 expressa o numero</p><p>de individuos efetivamente expostos ao risco de adoecer.</p><p>Em outras palavras, ele representa o numero de pessoas</p><p>nao-doentes em t0 a partir das quais teriam origem os I</p><p>casos, se todas pudessem ser acompanhadas por todo</p><p>o periodo de seguimento. Assume-se que as perdas</p><p>ocorrem na metade do periodo de seguimento At , ou</p><p>seja, as respectivas dura9oes do periodo de exposi9ao ao</p><p>risco de adoecimento equivalem, em media, a metade da</p><p>dura9ao do seguimento completo, ou At/2. Este metodo</p><p>e denominado atuarial, ou tabua de vida. A equa9ao 2.6</p><p>e, portanto, um caso particular do metodo atuarial.</p><p>Na Figura 2.5, a popula9ao dinamica dos exemplos</p><p>anteriores foi transformada em uma coorte fixa, ao se</p><p>considerar que o inicio dos seguimentos individuais</p><p>ocorreu em um mesmo instante t0.</p><p>As estimativas da incidencia acumulada de IAM</p><p>para intervalos anuais (IAj), a partir do exemplo apre-</p><p>sentado na Figura 2.5, sao apresentadas na ultima coluna</p><p>da Tabela 2.1. Nota-se que o numero de individuos que</p><p>(re)iniciam o seguimento a cada intervalo anual (j) e</p><p>revisto, em fun9ao dos adoecimentos (I) e perdas (W)</p><p>que ocorreram nos intervalos anteriores. Conseqtiente-</p><p>mente, a quantidade de pessoas-ano (PT) varia a cada</p><p>intervalo considerado.</p><p>Para intervalos superiores a um ano, a estimativa do</p><p>risco de desenvolver IAM e calculada a partir das esti­</p><p>mativas anuais. Resumidamente, o risco de desenvolver</p><p>1AM nos primeiros tres anos (j = 1 a j = 3) e calculado</p><p>de acordo com a expressao 1A(, = 1 — [(1 - IA,) . (1</p><p>- A,) . (1 - IA3)] = 1 - [(1) . (l ’- 0,11) . (1 - 0,08)] =</p><p>1 -0 ,8 2 = 0,18.</p><p>No primeiro ano, ninguem adoeceu e a incidencia</p><p>cumulada IA, foi nula. No segundo ano, dois individu­</p><p>os adoeceram (1 e 13), e outros dois deixaram de ser</p><p>acompanhados (9 e 18). Estes dois ultimos individuos</p><p>contribuiram com 0,5 ano de exposi9ao cada, totali-</p><p>zando, portanto, uma pessoa-ano de exposi9ao. Os 16</p><p>individuos restantes chegaram ao fim do segundo ano</p><p>sem desenvolver IAM, e somaram 16 pessoas-ano de</p><p>exposi9ao. Assim, os 20 individuos somaram, ao todo,</p><p>19 pessoas-ano de exposi9ao (Tabela 2.1). A incidencia</p><p>acumulada no segundo ano IA, corresponde a razao entre</p><p>os dois casos e as 19 pessoas-ano de exposi9ao, ou 0,11,</p><p>como na equa9ao anterior. Apenas 13 individuos foram</p><p>acompanhados por tres anos, dos quais um desenvolveu</p><p>IAM. Nao houve perdas. Portanto, a incidencia acumu­</p><p>lada IA, foi igual a 0,08, ou 1/13.</p><p>No Capitulo 26 - Analise de Sobrevida e no Capi­</p><p>tulo 20 - Probabilidade e Distribuigao de Probabilida-</p><p>de, respectivamente, este assunto e tratado com mais</p><p>detalhes.</p><p>A incidencia acumulada apresenta valores no in­</p><p>tervalo fechado de 0 a 1. E uma medida adimensional.</p><p>Entretanto, a referenda ao tempo, embora nao seja con-</p><p>siderada diretamente no seu calculo, e essencial para sua</p><p>interpreta9ao. Por exemplo, em um surto de intoxica9ao</p><p>alimentar, uma incidencia acumulada igual a 0,4 seria</p><p>interpretada de forma distinta se referida a um intervalo</p><p>de duas a quatro horas, ou a um periodo de sete dias apos</p><p>a realiza9ao de um alm090 beneficente. Com base apenas</p><p>em informa9oes sobre o periodo medio de incuba9ao</p><p>de diferentes agentes infecciosos, o primeiro caso seria</p><p>22 C apitulo 2</p><p>Individuo Anos de seguimento</p><p>1 2 3 4 5 6 7 8 9 10</p><p>Pessoa-ano</p><p>1</p><p>2</p><p>3</p><p>4</p><p>5</p><p>6</p><p>7</p><p>8</p><p>9</p><p>10</p><p>11</p><p>12</p><p>13</p><p>14</p><p>15</p><p>16</p><p>17</p><p>18</p><p>19</p><p>20</p><p>- f</p><p>1/5</p><p>10,0</p><p>10,0</p><p>8.5</p><p>8,0</p><p>4.5</p><p>8,0</p><p>8,0</p><p>1.5</p><p>6,0</p><p>2.5</p><p>6,0</p><p>1.5</p><p>4.0</p><p>4.0</p><p>4.0</p><p>2.0</p><p>1.5</p><p>2,0</p><p>2,0</p><p>Legenda: • Inicio do seguimento</p><p>A Adoecimento</p><p>Perda</p><p>--- Seguimento</p><p>Fig. 2.5 — Representagao grafica do seguimento de uma populagao dinamica de 20 homens com idade entre 50 e 59 anos, para o diagnostico</p><p>de infarto agudo do miocardio (dados hipoteticos). Transformagdo para uma coorte fixa.</p><p>indicativo da etiologia estafilococica. Na segunda situa-</p><p>gao, o provavel agente causador sens, a. Salmonella typhi.</p><p>Entretanto, a confirmagao requer outras informagoes, de</p><p>natureza clinica e, principalmente, laboratorial.</p><p>S o b r e v id a</p><p>A proporgao de sobrevida, tambem denominada</p><p>sobrevida, e uma medida complementar a incidencia</p><p>acumulada. E uma estimativa da probabilidade de um</p><p>individuo nao morrer, ou, de maneira mais ampla, nao</p><p>desenvolver o desfecho sob estudo, como uma deter­</p><p>minada doenga, ao longo de um intervalo de tempo At</p><p>= t - tQ. Tal como a incidencia acumulada, e conceitu-</p><p>almente definida em mvel individual, porem referida a</p><p>um grupo populacional.</p><p>A proporgao de sobrevida S no intervalo entre t0 e</p><p>t e calculada de acordo com a expressao:</p><p><2-8)</p><p>onde:</p><p>IA(t0,t) representa o risco de adoccimento entre t0 e t, estimado pela</p><p>incidencia acumulada, de acordo com a equa9ao 2.7.</p><p>Tomando-se o exemplo apresentado na Figura 2.5 e</p><p>na Tabela 2.1, a sobrevida S no primeiro ano de segui­</p><p>mento e igual a 1,00 (1,00 - 0,00), e no segundo ano e</p><p>igual 0,89 (1,00-0,11).</p><p>A partir do conceito de sobrevida, define-se a taxa</p><p>de dano (hazard rate), tambem denominada forga de</p><p>C apitulo 2 23</p><p>Tabela 2.1</p><p>Estimativa da Incidencia Acumulada de IAM para Intervalos</p><p>Anuais, a partir do Seguimento de uma Populagao</p><p>Dinamica Hipotetica de 20 Homens com Idade Inicial entre</p><p>50 e 59 Anos</p><p>Ano (i) No // Wj PTj lAj</p><p>1 20 0 0 20,0 0,00</p><p>2 20 2 2 19,0 0,11</p><p>3 13 1 0 13,0 0,08</p><p>4 12 0 0 12,0 0,00</p><p>5 9 0 1 8,5 0,00</p><p>6 8 0 0 8,0 0,00</p><p>7 6 0 0 6,0 0,00</p><p>8 6 0 0 6,0 0,00</p><p>9 3 1 0 3,0 0,33</p><p>10 2 0 0 2,0 0,00</p><p>mortalidade. A taxa de dano e a medida do risco de</p><p>adoecimento (ou morte) referido a um instante do tem­</p><p>po, dado que o individuo nao havia adoecido ate aquele</p><p>instante. E uma taxa instantanea, tal como definido nas</p><p>equagoes 2.1 e 2.2.</p><p>A probabilidade de sobrevida e a taxa de dano</p><p>sao comumente estimadas nos estudos baseados em</p><p>tabuas de vida e analises de sobrevida, e sao</p><p>apresen-</p><p>tadas, com mais detalhes, no Capitulo 26 - Analise</p><p>de Sobrevida.</p><p>Chance {Odds) de Incidencia</p><p>Outra medida relacionada a incidencia acumulada e</p><p>a chance, ou odds, de incidencia. A medida denominada</p><p>chance e uma razao entre duas proporgoes complemen-</p><p>tares. A chance, ou odds de incidencia, 01, e a razao</p><p>entre as proporgoes de incidencia e sobrevida, tal como</p><p>na equagao:</p><p>razao entre as estimativas do risco de adoecimento por</p><p>IAM (0,11) e da probabilidade de nao-adoecimento, ou</p><p>sobrevida (1 - 0,11 = 0,89), respectivamente. Ou seja,</p><p>para cada 0,12 individuo que desenvolveu IAM ao longo</p><p>do segundo ano, um individuo nao adoeceu no mesmo</p><p>intervalo (ou, para cada 12 individuos que haviam de-</p><p>senvolvido IAM, 100 nao adoeceram ao longo do ano).</p><p>Altemativamente, tal odds indica que para cada caso de</p><p>IAM, restaram, ao final do ano, aproximadamente oito</p><p>individuos saos (1:8).</p><p>A odds de incidencia e raramente utilizada pelos</p><p>epidemiologistas como uma medida de freqiiencia. Por</p><p>outro lado, a razao entre duas medidas de chance de</p><p>incidencia, denominada razao de chances de incidencia</p><p>{odds ratio), e uma medida de associagao muito utilizada</p><p>em epidemiologia. Tal medida e apresentada detalha-</p><p>damente no Capitulo 9 - sobre Medidas de Associagao</p><p>e Medidas de Impacto.</p><p>Medidas de Mortalidade</p><p>A mortalidade pode ser entendida como um caso</p><p>particular do conceito de incidencia, quando o evento</p><p>de interesse e a morte e nao o adoecimento.</p><p>A mortalidade pode ser referida a um problema de</p><p>saude especifico, por exemplo, o IAM, ou a um gmpo</p><p>de problemas, como as doengas cardiovasculares. Ela</p><p>pode ser tambem estudada com relagao a todas as causas,</p><p>quando e denominada mortalidade geral. Ja a letalidade</p><p>e uma medida da mortalidade restrita aos individuos que</p><p>apresentam um determinado problema de saude.</p><p>No caso da mortalidade por causas especificas*, o</p><p>interesse pode envolver os obitos por ou com um deter­</p><p>minado problema de saude x qualquer. A mortalidade</p><p>por x engloba os obitos devidos a x, considerada sua</p><p>causa basica**. Ja na analise da mortalidade com x, sao</p><p>incluidos tambem os obitos associados a x, ou seja,</p><p>aqueles em que x nao foi a causa basica, mas contribuiu</p><p>com o processo que levou a morte de um individuo.</p><p>Tal como a incidencia, a mortalidade pode ser me­</p><p>dida por meio de taxas ou proporgoes. A interpretagao</p><p>cujos termos foram deflnidos anteriormente na</p><p>equagao 2.8.</p><p>Retomando a Tabela 2.1, a chance de incidencia no</p><p>segundo ano do seguimento foi igual a 0,12, resultado da</p><p>* Segundo o Centro Colaborador da OMS para a Classificagao</p><p>de Doengas em Portugues (1995), "as causas de morte, a serem</p><p>registradas no atestado de obito, sao todas aquelas doengas, estados</p><p>morbidos ou lesoes que produziram a morte, ou contribuiram para</p><p>ela, e as circunstancias do acidente ou da violencia que produziu</p><p>estas lesoes".</p><p>** A causa basica de morte, segundo o Centro Colaborador da OMS</p><p>para a Classificagao de Doengas em Portugues (1995), e " a. a doenga</p><p>ou lesao que iniciou a cadeia de acontecimentos patologicos que</p><p>conduziram diretamente a morte, ou b. as circunstancias da lesao ou</p><p>do acidente que produziu a lesao fatal".</p><p>24 C apitulo 2</p><p>da taxa e da proportpao de mortalidade e analoga as</p><p>respectivas medidas de incidencia, substituindo-se o</p><p>evento adoecimento pela morte. Questoes conceituais,</p><p>entretanto, fazem com que o calculo das medidas de</p><p>mortalidade apresente diferen^as sutis com relacpao as</p><p>de incidencia.</p><p>A taxa de mortalidade por uma doen9a x, TMx, tam­</p><p>bem denominada densidade de mortalidade, e estimada</p><p>segundo a equagao:</p><p>TA/fy = x</p><p>111X(to,t) (2 .1 0 )</p><p>onde:</p><p>(t0,t) refere-se ao intervalo entre a origem tQ e o instante t; Mn re-</p><p>presenta o numero de mortes por (ou com) x que ocorreram entre t0</p><p>e t; e PT representa a quantidade de pessoa-tempo acumulada pela</p><p>populagao, durante o estudo.</p><p>No denominador da expressao (2.10), considera-se</p><p>a quantidade de pessoa-tempo de uma determinada po-</p><p>pula9ao N, composta tanto pelos individuos nao-doentes</p><p>(N’), sob risco de adoecimento, quanto pelos ja doentes,</p><p>ou seja, os casos prevalentes (C). Nota-se que ambos</p><p>os grupos estariam, em ultima instancia, sob risco de</p><p>morrer por, ou com x.</p><p>Se a dura9ao dos i-esimos seguimentos individuais</p><p>e conhecida, entao a quantidade de pessoas-tempo PT</p><p>e calculada como:</p><p>N</p><p>PT = X At. (2.11)</p><p>i = l 1</p><p>onde:</p><p>At. representa o periodo durante o qual o i-esimo individuo foi ob-</p><p>servado, desde o inicio do estudo ate a morte por (ou com) x, ou a</p><p>sua interrup9ao por qualquer outro motivo; e N = N ’ + C representa</p><p>a populagao de estudo composta pelos individuos sob risco de morrer</p><p>por, ou com x.</p><p>Em se tratando de uma popula9ao dinamica estavel,</p><p>a quantidade PT na equa9ao (2.10) e calculada pela</p><p>expressao:</p><p>onde:</p><p>At representa o periodo durante o qual o estudo foi desenvolvido.</p><p>A propor9ao de mortalidade e calculada tal como a</p><p>incidencia acumulada (equa9oes 2.6 e 2.7), substituindo-</p><p>se I por Mx no numerador, e N ’ por N no denominador,</p><p>respectivamente.</p><p>Quando o interesse se volta para a mortalidade</p><p>geral, a quantidade Mx no numerador da equa9§o 2.10</p><p>e substituida por M, que representa as mortes por todas</p><p>as causas, em qualquer uma das medidas ja apresentadas</p><p>para estimar a mortalidade por uma causa especifica.</p><p>A letalidade expressa a freqiiencia de obitos por uma</p><p>doen9a ou problema de saude x, entre os individuos que</p><p>apresentam a doen9a ou problema de saude x. Tal como</p><p>a mortalidade (e a incidencia), a letalidade pode ser</p><p>medida por meio de p ro p o se s ou taxas. Em comum,</p><p>tais medidas apresentam no numerador os casos de uma</p><p>doen9a que evoluiram para o obito. Quanto ao deno­</p><p>minador, na propor9ao de letalidade (ou simplesmente</p><p>letalidade) sao computados todos os casos diagnostica-</p><p>dos ao longo de um determinado periodo. Na taxa de</p><p>letalidade considera-se a quantidade de pessoa-tempo</p><p>de exposi9ao ao risco de morte pela doen9a x, a partir</p><p>do seu diagnostico.</p><p>A referenda ao tempo, embora muitas vezes ausen-</p><p>te, e importante para a interpreta9ao da letalidade, parti-</p><p>cularmente nas doen9as cronicas. Assim, uma letalidade</p><p>de, por exemplo, 0,5 (ou 50,0%) tem um significado</p><p>distinto se referida ao primeiro ano apos o diagnostico,</p><p>a primeira semana apos uma hospitaliza9ao, ou ao longo</p><p>de todo o tempo de vida, apos desencadeada a doen9a.</p><p>Um exemplo de letalidade extrema (1,0 ou 100%) e o</p><p>da raiva humana.</p><p>A magnitude da mortalidade por uma doen9a ou</p><p>problema de saude determinado, em uma determinada</p><p>popula9ao, e fun9ao da sua incidencia e da letalidade.</p><p>Uma doen9a altamente letal, porem rara, apresentara</p><p>uma baixa mortalidade. O mesmo ocorrera quando</p><p>a incidencia for alta, porem a letalidade for baixa, e</p><p>quando ambas forem baixas. Em situa9oes de elevada</p><p>mortalidade, tanto a letalidade quanto a incidencia sao</p><p>altas.</p><p>P r e v a l e n c ia</p><p>Prevalencia e definida como a freqiiencia de casos</p><p>existentes de uma determinada doen9a, em uma deter­</p><p>minada popula9ao e em um dado momento.</p><p>Os casos existentes, ou prevalentes, sao aquelas</p><p>pessoas que adoeceram em algum momento do passado</p><p>mais ou menos remoto, i.e., os casos “antigos” e os “no-</p><p>PT =N(At) (2.12)</p><p>C apitulo 2 25</p><p>vos”, e que estao vivos quando se realiza a observagao.</p><p>Assim, os doentes que vierem a falecer antes do periodo</p><p>de observa^ao nao sao considerados no computo da</p><p>prevalencia.</p><p>A prevalencia assemelha-se a uma fotografia, na</p><p>qual se registra a fra^ao de individuos doentes naquele</p><p>instante do tempo. E, portanto, uma medida estatica em</p><p>rela^ao ao processo dinamico do adoecimento. Para se</p><p>medir a prevalencia, os individuos componentes de uma</p><p>amostra sao observados uma unica vez.</p><p>Em geral, quando o termo prevalencia nao e especi-</p><p>ficado, faz-se referencia a medida denominada prevalen­</p><p>cia pontual. A prevalencia pontual, ou instantanea, mede</p><p>a freqiiencia de uma doenga ou problema de saude num</p><p>dado instante do tempo. Ela corresponde ao conceito</p><p>de prevalencia tal qual</p><p>apresentado anteriormente, e e</p><p>a medida usualmente estimada nos estudos epidemio-</p><p>logicos transversais, ou seccionais. Outras medidas de</p><p>prevalencia, menos utilizadas, serao apresentadas mais</p><p>adiante.</p><p>A prevalencia pontual (Pt) e estimada como a pro-</p><p>porfao de individuos de uma populagao de estudo de</p><p>tamanho N que apresentam a doenfa de interesse no</p><p>instante t, ou seja:</p><p>p' =- ^ (2-13)</p><p>onde:</p><p>C = N( - N ’ representa o numero de casos prevalentes no instante t</p><p>(N ’, como ja exposto anteriormente, diz respeito a parcela de indi­</p><p>viduos livres da doenga de interesse no instante t), e N( refere-se ao</p><p>tamanho da populafao estudada, no mesmo instante t.</p><p>Nao e possivel, a rigor, estimar a prevalencia de qual-</p><p>quer doen9a em um instante t do tempo, pois limitagoes</p><p>de cunho operacional impedem que todos os individuos</p><p>pertencentes a N sejam simultaneamente examinados, e</p><p>os casos, identificados em um intervalo de tempo tao</p><p>exiguo. Neste contexto, entende-se por instante um in­</p><p>tervalo de tempo ao mesmo tempo curto o suficiente para</p><p>que a prevalencia de uma doenga em uma determinada</p><p>popula9ao nao se altere, e longo o bastante para que</p><p>todos os individuos selecionados possam ser adequada-</p><p>mente observados, e os dados necessarios, coletados.</p><p>Sendo uma propor9ao, a prevalencia pontual e uma</p><p>medida adimensional. Os seus valores possiveis estao</p><p>incluidos no intervalo fechado entre 0 e 1, e sao usual­</p><p>mente expressos como percentuais. Entretanto, desde que</p><p>especificados, as estimativas de prevalencia podem ser</p><p>apresentadas como fra9oes de qualquer potencia com base</p><p>igual a dez, com a inten9ao de facilitar a sua interpreta-</p><p>9ao. Por exemplo, uma estimativa de prevalencia igual a</p><p>0,01% equivale a um caso entre 10.000 pessoas.</p><p>A Tabela 2.2 mostra as estimativas de prevalencia de</p><p>diabetes mellitus, obtidas em um estudo multicentrico,</p><p>realizado em algumas capitais do Brasil entre 1986 e</p><p>1988.</p><p>Tabela 2.2</p><p>Prevalencia do Diabetes Mellitus na Populagao de 30 a</p><p>69 Anos segundo Grupos Etarios, em algumas Capitais</p><p>Brasileiras, Novembro de 1986 a Julho de 1988</p><p>Grupo etario Prevalencia</p><p>(anos) Casos (CJ Amostra (Nt) (P, - %)</p><p>30-39 229 8.494 2,70</p><p>40-49 319 5.774 5,52</p><p>50-59 568 4.486 12,66</p><p>60-69 539 3.093 17,43</p><p>Total 1.655 21.847 7,57</p><p>Fonte: Comissdo Coordenadora Central do Estudo sobre Prevalencia</p><p>do Diabetes Mellitus no Brasil, 1992</p><p>As estimativas de prevalencia pontual (Pt) do diabe­</p><p>tes mellitus apresentadas na ultima coluna correspondent</p><p>ao quociente entre o numero de casos existentes (Ct) e</p><p>o numero de pessoas examinadas (N ), para cada grupo</p><p>etario - de acordo com a equagao (2.13) - multiplica-</p><p>dos por 100. Observa-se que a prevalencia se eleva a</p><p>medida que a idade aumenta. Entre 30 e 39 anos, de</p><p>cada 100 pessoas examinadas, cerca de tres (ou, mais</p><p>precisamente, 2,70) eram portadoras do diabetes. Ja</p><p>no grupo etario com idade entre 60 e 69 anos, de cada</p><p>100, cerca de 17 (ou, mais precisamente, 17,43) eram</p><p>diabeticas.</p><p>Embora muito comum na literatura, a referencia a</p><p>medida de prevalencia pontual como taxa de prevalencia</p><p>nao e correta. Alguns autores a denominam adequada-</p><p>mente como propor9ao de prevalencia.</p><p>Uma outra maneira de expressar a prevalencia</p><p>pontual e usando-se a medida de chance, denominada</p><p>chance de prevalencia (CP), definida como:</p><p>CP = _ P!__ (2.14)</p><p>1 - P</p><p>26 C apitulo 2</p><p>ou seja, a razao entre a prevalencia, ou a propor9ao de</p><p>doentes, e o seu complemento, a propor^ao de nao-do­</p><p>entes na popula^ao de estudo, no instante t. A chance</p><p>de prevalencia expressa a razao entre o numero de casos</p><p>e de individuos nao-doentes, existentes em um dado</p><p>momento, e em uma determinada popula^ao.</p><p>Voltando a Tabela 2.2, observa-se que a chance de</p><p>prevalencia tambem aumenta com o a v a ta r da idade.</p><p>Dos 30 aos 39 anos, a chance de prevalencia e igual ao</p><p>quociente entre Pt[30_39] (0,0270) e 1 - P t[30_39] (1 -0,0270</p><p>= 0,9730), cujo resultado e 0,028. Ou seja, para cada um</p><p>diabetico com idade entre 30 e 39 anos, havia cerca de</p><p>36 nao-diabeticos (0,028 = 28/1.000 = 1/36). Dos 60 aos</p><p>69 anos, a chance aumenta para 0,211, corresponden-</p><p>do ao quociente entre Pt[60 69] (0,1743) e 1 - Pt[60 69] (1</p><p>- 0,1743 = 0,8257). Assim, quando realizado o estudo,</p><p>tal resultado significa que, para cada um diabetico com</p><p>idade entre 60 e 69 anos, havia aproximadamente 4,7</p><p>individuos nao-diabeticos nesta mesma faixa etaria</p><p>(0,211 = 211/1.000 = 1/4,7).</p><p>Via de regra, a chance de prevalencia nao e usada</p><p>como expressao de estimativa da prevalencia pontual.</p><p>Como ja mencionado, a razao entre duas medidas de</p><p>chance, denominada razao de chances (odds ratio),</p><p>e uma medida de associa9ao muito utilizada pelos</p><p>epidemiologistas. Mais detalhes sao apresentados no</p><p>Capitulo 9 - sobre Medidas de Associa9ao e Medidas</p><p>de Impacto.</p><p>Fatores Determinantes da Prevalencia</p><p>A prevalencia de uma doen9a e determinada pela</p><p>sua incidencia e dura9ao, assim como pelos movimentos</p><p>migratorios.</p><p>Quanto mais elevada a incidencia e/ou, a dura9ao</p><p>de uma doen9a, maior tende a ser a sua prevalencia.</p><p>De fato, elevadas taxas de incidencia nao implicam</p><p>necessariamente em altas p ro p o s e s de prevalencia,</p><p>particularmente quando a dura9ao do problema de</p><p>saude em questao e curta. E o que acontece, por exem­</p><p>plo, com algumas doen9as infecciosas agudas, cujos</p><p>pacientes acometidos evoluem para a cura ou o obito,</p><p>em um curto espa9o de tempo. Assim, mesmo apresen-</p><p>tando elevados nfveis de incidencia, particularmente</p><p>nos periodos epidemicos, os casos de doen9as como</p><p>dengue ou doen9a meningococica so “existem”, ou se</p><p>mantem, por pouco tempo, e, portanto, nao podem ser</p><p>devidamente detectados nos estudos de prevalencia</p><p>instantanea.</p><p>Em contrapartida, elevadas p ro p o se s de prevalen­</p><p>cia podem se sobrepor a baixos rn'veis de incidencia,</p><p>quando a dura9ao de uma doen9a e longa o suficiente.</p><p>E o caso das doen9as cronicas, de natureza degene-</p><p>rativa, como a hipertensao arterial. Ainda que sejam</p><p>“poucos” os casos novos que surgem a cada intervalo</p><p>do tempo, os pacientes, mesmo evoluindo para o obito</p><p>em muitas ocasioes, sobrevivem (ou “existem”) por</p><p>longos periodos, sendo possivel identifica-los durante</p><p>um estudo transversal.</p><p>Quanto aos movimentos migratorios, a emigra9ao</p><p>de casos, assim como a imigra9§o de nao-doentes*,</p><p>interfere no sentido de reduzir a prevalencia de uma</p><p>doen9a numa detenninada popula9ao. Inversamente, a</p><p>imigra9ao de casos ou a emigra9ao de nao-doentes leva</p><p>a um aumento da proporgao de prevalencia.</p><p>As rela9oes entre a prevalencia pontual, a incidencia</p><p>e a dura9ao de uma doen9a podem ser analisadas de for­</p><p>ma objetiva, utilizando-se um modelo simples. Parte-se</p><p>da premissa que uma popula9ao e dinamica e estavel,</p><p>tal como definido anteriormente, na se9ao sobre taxa</p><p>de incidencia. Sao estaveis tambem os compartimen-</p><p>tos populacionais formados pelos individuos doentes</p><p>(relativos a propor9ao de prevalencia) e nao-doentes a</p><p>cada instante do tempo, representados respectivamente</p><p>por P e N - P.</p><p>Durante um intervalo de tempo At, o numero de</p><p>pessoas que entra para o compartimento dos doentes,</p><p>i.e., de casos novos sera TI (N - P) At, onde TI e a</p><p>taxa de incidencia. Por sua vez, o numero de casos</p><p>que deixam o compartimento dos doentes, por cura ou</p><p>obito, durante o mesmo intervalo, sera TI' P At, onde</p><p>TI' representa a taxa de resolu9ao da doen9a, definida</p><p>como a razao entre o numero de doentes que deixam de</p><p>se-lo e a quantidade de pessoa-tempo gerada a partir dos</p><p>individuos que compoem o compartimento de doentes.</p><p>Tanto TI como TI' mantem-se constantes ao longo do</p><p>intervalo de tempo em questao.</p><p>Dentro do contexto de estabilidade ja mencionado,</p><p>conclui-se que, com rela9ao ao compartimento formado</p><p>pelos individuos doentes, o numero de casos novos e</p><p>igual ao numero de casos existentes que deixam de se-lo,</p><p>durante um intervalo de tempo At, ou seja:</p><p>TI (N - P)At = TI'PAt (2.15)</p><p>* Os nao-doentes sao aqueles individuos que nao apresentam a doenga</p><p>de interesse</p><p>em um determinado momento, o que nao significa dizer</p><p>que estes individuos nao sejam portadores de nenhum outro problema</p><p>de saude, e possam, portanto, ser considerados saudaveis.</p><p>C apitulo 2 27</p><p>Nota-se que TI’ e tambem uma taxa de incidencia,</p><p>nao de uma doen9a, mas relativa a sua evolu^ao, e</p><p>expressa a freqiiencia com que os casos prevalentes se</p><p>curam ou morrem, ao longo de um intervalo de tempo</p><p>At. Se a doen9a e incuravel, considera-se apenas a</p><p>ocorrencia de obitos entre os casos, substituindo-se</p><p>pela letalidade L.</p><p>Assumindo-se tambem a ausencia de migra9ao,</p><p>estabelece-se, como ja explicado anteriormente (no</p><p>subitem relativo a taxa de incidencia), a igualdade entre</p><p>o redproco da taxa de resolu9ao TI' e a dura9§o media</p><p>da doen9a em questao, representada por D. Retomando</p><p>a equa9ao (2.15), temos entao:</p><p>TI(N - P)At = (D 1) • PAt (2.16)</p><p>a partir do que se chega a rela9ao expressa por:</p><p>— = t i - d (2-17)</p><p>N -P</p><p>Assim, a chance ou odds de prevalencia, definida</p><p>pela equa9ao (2.14), e igual ao produto entre a taxa de</p><p>incidencia e a dura9ao media de uma doen9a. Quan­</p><p>do a prevalencia pontual de uma doen9a e baixa, por</p><p>exemplo, Pt < 0,1, decorre que N - P = N. A chance de</p><p>prevalencia aproxima-se entao da prevalencia pontual</p><p>e, com base na equa9ao (2.17), temos que:</p><p>Tomando-se o exemplo apresentado por Szklo e</p><p>Nieto11, se a incidencia de uma doen9a como o diabetes</p><p>mellitus tem se mantido estavel ao longo do tempo, em</p><p>tomo de 1% ao ano, e sua dura9ao media, a partir do</p><p>diagnostico, e de aproximadamente 15 anos, sua preva­</p><p>lencia pontual sera de cerca de 15%.</p><p>Cabe ressaltar que as formulas geradas a partir</p><p>do modelo descrito apresentam limita9oes de ordem</p><p>pratica. Estas se devem aos pressupostos subjacentes</p><p>ao modelo, e tem que ser levadas em considera9ao</p><p>quando da sua aplica9ao. Nao obstante, elas sao</p><p>bastante uteis para a compreensao das re d o e s entre</p><p>diferentes medidas de freqiiencia utilizadas nos estudos</p><p>epidemiologicos.</p><p>Outras Medidas de Prevalencia</p><p>Duas medidas de prevalencia, denominadas pre­</p><p>valencia de periodo e prevalencia de toda a vida sao</p><p>usualmente citadas nos textos sobre medidas de fre-</p><p>quencia utilizadas em epidemiologia. Ambas podem ser</p><p>entendidas como varia9des do conceito de prevalencia</p><p>pontual, e expressam a quantidade de casos existentes</p><p>ao longo de um determinado intervalo de tempo.</p><p>Prevalencia de Periodo</p><p>A prevalencia de periodo e definida como a fre-</p><p>qiiencia de casos existentes de uma doen9a ao longo</p><p>de um periodo ou intervalo do tempo t0 a t, como um</p><p>ano. O calculo da prevalencia de periodo e dado pela</p><p>equa9ao:</p><p>(̂to, t) C0 + I</p><p>p p = -----------= -------------</p><p>N N (2.19)</p><p>onde:</p><p>C(t0,t) representa a soma dos casos existentes, ou prevalentes, no</p><p>inicio do periodo de observagao (C0), e dos casos novos, ou incidentes</p><p>(I), que surgiram entre t0 e t, e N refere-se a populagao estudada.</p><p>Trata-se, portanto, de uma agrega9ao de medidas</p><p>de prevalencia pontual e incidencia, cujo significado</p><p>nao e muito claro. Desta forma, e uma medida pouco</p><p>utilizada.</p><p>Consideremos o exemplo a seguir, no qual se</p><p>descreve uma situa9ao hipotetica sobre a ocorrencia</p><p>da tuberculose pulmonar (TP) em uma localidade do</p><p>interior do Brasil, ao longo do ano de 2006. Assume-se,</p><p>por ora, que todos os casos residentes nesta localidade</p><p>sao devidamente diagnosticados pela rede de saude e</p><p>notificados ao programa de controle da tuberculose.</p><p>Iniciado o ano, existiam, no dia l 2 de janeiro, 90</p><p>pacientes portadores de TP, que haviam adoecido nos</p><p>anos anteriores. Ao longo de 2006, foram diagnosti­</p><p>cados 70 casos novos de TP. Tiveram alta, por cura,</p><p>75 pacientes, e outros cinco faleceram em fun9ao da</p><p>tuberculose. Em 31 de dezembro, restavam 80 casos</p><p>de TP em tratamento.</p><p>Levando-se em considera9ao somente as freqiien-</p><p>cias absolutas, a prevalencia instantanea da tuberculose</p><p>pulmonar no dia l e de janeiro foi de 90 casos. Por sua</p><p>vez, no dia 31 de dezembro, a prevalencia pontual</p><p>correspondeu aos 80 casos entao existentes, incluindo</p><p>aqueles que, porventura, tivessem adoecido no proprio</p><p>Pt ~ I . D (2.18)</p><p>28 C apitulo 2</p><p>dia. Ja a prevalencia de periodo no ano de 2006 foi igual</p><p>a 160 casos de TP. Esta medida corresponde a todos os</p><p>casos que existiram ao longo do ano, ou seja, os 90 casos</p><p>“antigos”, que ja iniciaram o ano doentes, mais os 70</p><p>casos “novos”, que adoeceram ao longo de 2006.</p><p>Prevalencia de Toda a Vida</p><p>A prevalencia de toda a vida expressa a quantidade</p><p>de individuos que ja apresentaram determinada doenga</p><p>em qualquer momento desde o nascimento e a realizagao</p><p>do estudo. A cada individuo observado corresponde um</p><p>intervalo (t0, t) particular, de duragao variavel, onde t0</p><p>refere-se ao instante do nascimento, e t ao momento em</p><p>que se realiza a observagao.</p><p>Nos estudos de doengas cronicas em que nao exis-</p><p>te cura, como a hipertensao arterial, assim como nas</p><p>analises de soroprevalencia* de doengas infecciosas</p><p>(Tabela 2.3), a prevalencia de toda a vida equivale a</p><p>medida de prevalencia pontual, no instante t. Tanto a</p><p>duragao da doenga, mesmo que sob controle, quanto a</p><p>da resposta imunitaria a infecgao, podem se estender</p><p>por toda a vida.</p><p>Em tais situagdes, a prevalencia de toda a vida</p><p>expressa a proporgao de pessoas que, em um instante</p><p>t qualquer, apresentaram uma determinada doenga, em</p><p>algum momento desde o seu nascimento. Neste caso, o</p><p>numerador da equagao (2.13) inclui os individuos que,</p><p>no instante t, apresentam a doenga de interesse, ja se</p><p>curaram ou estao em fase de remissao.</p><p>Por sua vez, quando ocorre a cura, sem que seja desen-</p><p>cadeadauma reagao duradoura, especifica para a doenga, as</p><p>prevalencias pontual e de toda a vida serao diferentes.</p><p>A prevalencia de toda a vida pode ser usada para</p><p>expressar, de forma mais abrangente, a ocorrencia de</p><p>uma doenga remitente em uma populagao, como a artrite</p><p>reumatoide.</p><p>Usos das Medidas de Prevalencia</p><p>A quantidade de casos existentes de uma ou mais</p><p>doengas ou problemas de saude e um dos fatores de-</p><p>terminantes da demanda por assistencia medica. Desta</p><p>forma, a prevalencia e uma medida relevante para o</p><p>planejamento de agoes e a administragao de servigos</p><p>*Soroprevalencia e a proporgao de individuos que, em um instante t do</p><p>tempo, apresentam sinal de infecgao atual ou passada, por um agente</p><p>infeccioso determinado, evidenciada pela presenga de anticorpos</p><p>especificos nos exames de sorologia.</p><p>Tabela 2.3</p><p>Soroprevalencia de Anticorpos contra o Sarampo segundo</p><p>raixa Etaria, apos a Realizagao de Campanha</p><p>de Vacinagao em Massa no Municipio de Niteroi, RJ,</p><p>Agosto de 1992</p><p>Faixa etaria (anos) Amostra Imunes Soroprevalencia (%)</p><p>1-4 134 129 96,3</p><p>5-9 239 238 99,6</p><p>10-14 263 263 100,0</p><p>15-19 160 157 98,1</p><p>Total 796 787 98,9</p><p>Fonte: Oliveira e cols.8</p><p>de saude. Com base em estimativas da prevalencia de</p><p>tuberculose, ou da desnutrigao infantil, por exemplo, e</p><p>possivel prever a quantidade de recursos humanos, de</p><p>insumos para o diagnostico e tratamento, e de leitos hospi-</p><p>talares necessarios ao longo de um determinado periodo.</p><p>Ja no ambito das investigagoes etiologicas, a preva­</p><p>lencia nao e, em geral, uma medida adequada. Como ja</p><p>mencionado, a prevalencia e fungao tanto da incidencia</p><p>como da duragao de uma doenga. Sendo assim, quais-</p><p>quer evidencias de associagao obtidas a partir de estudos</p><p>de prevalencia, ou baseadas em casos prevalentes, po­</p><p>dem sugerir a existencia tanto de fatores determinantes</p><p>da sobrevida como da incidencia - ou seja, de risco</p><p>- para o problema de saude de interesse. Alem disso,</p><p>nos estudos de prevalencia nao e possivel determinar</p><p>a precedencia do suposto fator de risco em relagao ao</p><p>problema de saude em questao, condigao necessaria para</p><p>a caracterizagao de uma relagao de causa e efeito.</p><p>Em algumas circunstancias, como no caso das</p><p>malformagoes congenitas, a prevalencia e a medida</p><p>de freqiiencia utilizada nos estudos sobre etiologia. A</p><p>proporgao de recem-nascidos com alguma malforma­</p><p>gao e uma medida de prevalencia (prevalencia pontual</p><p>ou proporgao de prevalencia), e nao de incidencia. No</p><p>computo da incidencia deveriam ser incluidos todos os</p><p>casos de malformagao, incluindo aqueles que levam a</p><p>perdas fetais, muitas vezes caracterizadas como abortos.</p><p>Os recem-nascidos com malformagoes sao aqueles que,</p><p>entre todos os casos de malformagoes, conseguiram so-</p><p>breviver ao longo da gestagao. Ao nascer, os bebes sao</p><p>classificados como casos (existentes) de malformagao</p><p>ou nao. Trata-se de uma medida de prevalencia pontual,</p><p>na qual a dimensao temporal nao tem como referenda o</p><p>calendario, mas um momento comum a todos os seres</p><p>humanos, o nascimento.</p><p>C apitulo 2 29</p><p>O mesmo raciocinio se aplica aos bebes com baixo</p><p>peso ao nascer (peso menor que 2,5 kg). Tal como</p><p>no caso das malformagoes congenitas, os nascidos</p><p>vivos com baixo peso representam os sobreviventes</p><p>entre todos os fetos cujo peso ao final da gesta^ao</p><p>foi menor que 2,5 kg. Tais bebes sao, portanto, casos</p><p>existentes (ou prevalentes) de baixo peso no momento</p><p>do nascimento.</p><p>A prevalencia tambem e utilizada nos estudos de</p><p>agravos cujo inicio e de dificil detec9ao, como algumas</p><p>doen^as cronico-degenerativas nao-letais, por exemplo,</p><p>certos disturbios psiquiatricos. Tambem e o caso dos</p><p>estudos de soroprevalencia de doen9as infecciosas com</p><p>longos periodos de incubafao. Estima-se a prevalencia,</p><p>em vez da incidencia, por limita^des de ordem operacio-</p><p>nal. Nestas situafoes, as inferencias sobre a incidencia</p><p>sao feitas a partir de pressupostos com rela9ao a dura9§o</p><p>das doen9as de interesse.</p><p>B i b l io g r a f i a</p><p>1. Centro Colaborador da OMS para a Classificagao de Doen^as</p><p>em Portugues (Centro Brasileiro de Classifica?ao de Doengas)</p><p>- Faculdade da Saude Publica da Universidade de Sao Paulo/</p><p>Organizagao Mundial de Saude/Organizagao Pan-Americana</p><p>de Saude. Decima Revisao da Classificagao Intemacional de</p><p>Doengas e de Problemas Relacionados a Saude. Sao Paulo:</p><p>Edusp. 1995.</p><p>2. Comissao Coordenadora Central do estudo sobre prevalencia</p><p>do diabetes mellitus no Brasil. Estudo multicentrico sobre a</p><p>prevalencia do diabetes mellitus no Brasil. Informe Epide-</p><p>miologico do SUS, Ano 1, n.3 (Ago. 1992), Brasilia: FNS,</p><p>CENEPI, 1992.</p><p>3. Ellandt-Johnson RC. “Definition o f rates: some remarks on</p><p>their use and misuse”. American Journal o f Epidemiology</p><p>1975; 102(4): 267-271, 1+975.</p><p>4. Granados J AT. On the terminology and dimensions o f incidence.</p><p>Journal of Clinical Epidemiology 1997; 50(8): 891-897, 1997.</p><p>5. Kleinbaum DG, Kupper LL, Morgenstem H. Epidemiologic</p><p>Research. Principles and quantitative methods. New York: Van</p><p>Nostrand Reinhold Company. 1982.</p><p>6. Last JM. (editor) A Dictionary o f Epidemiology. New York:</p><p>Oxford University Press. 2 ed. 1988.</p><p>7. Programa Nacional de DST & AIDS. Ministerio da Saude. TA-</p><p>BNET-AIDS.[programa de computador], Brasilia: DATASUS.</p><p>2006. Disponivel em: <http://www.Aids.gov.br> Acessado em:</p><p>16 de outubro de 2006.</p><p>8. Oliveira SA et al. Measles antibody prevalence after mass</p><p>immunization campaign in Niteroi, State of Rio de Janeiro,</p><p>Brazil. Revista do Instituto de. Medicina. Tropical de Sao</p><p>Paulo 1996; 38 (5): 355-358.</p><p>9. Rothman KJ, Greenland S. Modem Epidemiology. Lippincott-</p><p>Raven Publishers, 2 ed. 1998.</p><p>10. Selvin S. Statistical analysis o f epidemiological data. New</p><p>York: Oxford University Press. 1991.</p><p>11. Szklo M, Nieto FJ. Epidemiology beyond the basics. Maryland:</p><p>An Ashen Publication. 2000.</p><p>12. Szwarcwald CL, Carvalho MF. Estimativa do numero de</p><p>individuos de 15 a 49 anos infectados pelo HIV, Brasil, 2000.</p><p>Disponivel em: <http://www.Aids.gov.br> Acessado em: 16</p><p>de outubro de 2006.</p><p>13. Taxa de homiddios cai no Rio de Janeiro em julho. O Globo</p><p>2006; cad 1:13.</p><p>14. USAID. United States Agency for International Development.</p><p>USAID responds to PIIV/AIDS. A strategy for the future.</p><p>Washington, DC: USAID, 1998.</p><p>15. UNAIDS. Report on the global AIDS epidemic. United Nations</p><p>Programme on HIV/AIDS (UNAIDS), 2006.</p><p>30 C apitulo 2</p><p>http://www.Aids.gov.br</p><p>http://www.Aids.gov.br</p>