Prevalência de casos de acidente vascular encefálico, Município do

Transcrição

cadernos
Saúde Coletiva
Relacionamento de Bases
de Dados em Saúde
E DITORES C ONVIDADOS
Claudia Medina Coeli
Kenneth Rochel de Camargo Jr.
NESC • UFRJ
Catalogação na fonte – Biblioteca do CCS / UFRJ
Cadernos Saúde Coletiva / Universidade Federal do Rio de Janeiro,
Núcleo de Estudos de Saúde Coletiva, v.XIV, n.2 (abr . jun 2006).
Rio de Janeiro: UFRJ/NESC, 1987-.
Trimestral
ISSN 1414-462X
1.Saúde Pública - Periódicos. I I.Núcleo de Estudos de Saúde Coletiva/UFRJ.
PREVALÊNCIA DE CASOS DE ACIDENTE VASCULAR ENCEFÁLICO, MUNICÍPIO DO
RIO DE JANEIRO - 1998
Prevalence and survival of stroke cases, Rio de Janeiro city - 1998
Ana Luiza Latini de Carvalho e Mello1, Evandro da S. Freire Coutinho2,
Claudia Medina Coeli3
RESUMO
Foram seguidos por um ano, 6531 casos de Acidentes Vasculares Encefálicos (AVE)
maiores de 19 anos, captados na base de dados das Autorizações de Internação
Hospitalar (AIH) do Estado do Rio de Janeiro, do ano de 1998. A busca pelos óbitos
foi realizada através do relacionamento das bases de dados das AIHs e das declarações
de óbito do Estado, dos anos de 1998 e 1999. A média de idade foi de 62 anos (± 13 anos)
para os homens (51% dos casos) e 66 anos (± 15 anos) para as mulheres. À internação
índice, 68% dos casos tiveram registro de procedimentos para AVE agudo e 18%
eram pacientes fora de possibilidade terapêutica; o subtipo foi indeterminado em 55%
dos casos, 15% apresentaram seqüelas de doença cerebrovascular, 8,2% AVE
hemorrágico e 4,8% AVE isquêmico; 53% receberam alta e 27% morreram. Não se
encontrou diferença nos riscos de óbito entre os sexos, mas o risco aumentou com a
idade, foi maior entre os casos de hemorragia intracerebral (62%) e menor entre os
casos de hemorragia subaracnóide (20%). A sobrevida cumulativa foi de 55%, para
todos os casos. A prevalência de casos de AVE no município, no ano de 1998, estimada
através da metodologia de captura-recaptura, foi de 562 casos por 100.000 habitantes.
PALAVRAS-CHAVE
Acidente cerebrovascular, epidemiologia, prevalência, análise de sobrevivência,
relacionamento probabilístico de registros
ABSTRACT
In the year of 1998, 6.531 stroke cases aged 20 years or more, were registered in a
administrative database concerning authorizations for hospital admissions (Autorização
de Internação Hospitalar – AIH) in Rio de Janeiro State. All patients were followed
up by record linkage to official registers: AIH’s database and Death Certificate´s
database of Rio de Janeiro State, for 1998 and 1999. In this cohort, 51% were male,
the average age was 62 years (±13 years) for men and 66 years (±15 years) for women.
At the index admittance, 68% of the cases presented interventions for acute stroke and
18% were patients with no therapeutical prospect. Fifty five percent were diagnosed as
1
Mestre em Saúde Pública. Centro Universitário Plínio Leite (UNIPLI) - End.: Rua Cinco de Julho,
375/1903 - Niterói, RJ CEP: 24220-110 - e-mail: [email protected]
2
Doutor em Saúde Pública. Pesquisador Titular da Escola Nacional de Saúde Pública - ENSP/FIOCRUZ.
3
Doutora em Saúde Coletiva. Profª. Visitante do Departamento de Epidemiologia. Instituto de Medicina
Social – IMS/UERJ e Pesquisadora Visitante da Escola Politécnica de Saúde Joaquim Venâncio/FIOCRUZ.
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stroke without specification for the subtype, 15% presented cerebrovascular disease sequels,
8.2% had hemorrhagic stroke and 4.8% had ischemic stroke; 53% were discharged from
hospital and 27% died. No difference was found in the risk of death between males and
females after 1-year of follow-up. The risk of death increased with the age; intracerebral
hemorrhage showed the highest risk (62%) and subaracnoid hemorrhage presented the
lowest one (20%). The cumulative survival, in one year, was 55% for all cases. The
prevalence of stroke in the Rio de Janeiro city during 1998, estimated through the
methodology of capture-recapture, was 562 case per 100,000 inhabitants.
KEY WORDS
Stroke, epidemiology, prevalence, survival analysis, record linkage
1. INTRODUÇÃO
As doenças cerebrovasculares (DCV) são hoje a segunda maior causa de óbito
em todo o mundo, atrás apenas das doenças cardíacas (Egan & Biousse, 2000).
No Estado do Rio de Janeiro, as DCV são a terceira causa geral de óbitos, assim
como no restante do Brasil. O estado destaca-se por apresentar uma das maiores
taxas de mortalidade por DCV do país (SIM/DATASUS, 2001).
A doença cerebrovascular tem merecido atenção crescente do Sistema de
Saúde por sua mortalidade, potencial de incapacitação e tempo de ocupação
de leito em unidades hospitalares. Dentro do grupo das doenças do aparelho
circulatório, que representam 9% das internações pelo SUS na cidade, a doença
cerebrovascular representou 24,7% das internações hospitalares, no município
do Rio de Janeiro (Secretaria Municipal de Saúde do Rio de Janeiro, 2005).
A prevalência das DCV é, normalmente, determinada em inquéritos
populacionais, através do relato individual de história pregressa ou atual, ou
utilizando-se dados de estudos de incidência e estimando-se a prevalência pelo
produto da incidência com a sobrevida média dos casos.
Outra metodologia que pode ser utilizada para estimativas de prevalência é a
de captura-recaptura (Hook & Regal, 1995; Coeli et al., 2000; Tilling et al., 2001).
Esse método estatístico tem por finalidade estimar o tamanho de uma população,
sem que, para isso, seja necessário contar todos os seus elementos. Baseia-se na
proporcionalidade entre duas ou mais amostras colhidas da população, em
tempos diferentes, em relação ao total de elementos da mesma população.
Pressupõe uma população estável no período do estudo e que todos os elementos
desta população tenham a mesma probabilidade de captura (para que haja
independência entre as amostras).
O emprego de bases de dados administrativas e epidemiológicas, regularmente
produzidas pelos serviços de saúde, e a metodologia de captura-recaptura
representam uma alternativa de baixo custo para a estimativa do número de
casos de doenças em nosso meio. O presente estudo tem por objetivo estimar a
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prevalência de acidente vascular encefálico (AVE) no município do Rio de Janeiro
em 1998, empregando as bases de dados dos formulários de Autorização de
Internação Hospitalar (AIH) e do Sistema de Informações sobre Mortalidade
(SIM) e a metodologia de captura-recaptura.
2. MATERIAL E MÉTODOS
2.1. DESENHO DO ESTUDO
Para a estimativa da prevalência de casos de AVE, no município do Rio de
Janeiro, no ano de 1998, realizou-se um estudo seccional, onde foi empregada a
metodologia de captura-recaptura.
2.2. DEFINIÇÃO DOS CASOS E UNIVERSO DO ESTUDO
Definiram-se como casos de AVE todos aqueles maiores de 19 anos, em cujos
registros à AIH constassem: (1) diagnóstico principal ou secundário relativos às
categorias de três dígitos da Classificação Internacional de Doenças, 10a revisão
(CID 10) de I60.0 a I69.9; (2) e/ou acidente vascular cerebral (AVC) agudo
como procedimento realizado à internação hospitalar (código 81500106). Foram
encontrados 8.966 registros de internações por essa causa, realizadas em hospitais
do município do Rio de Janeiro, que corresponderam ao atendimento de 6.531
indivíduos (do restante, 2.124 registros referiam-se a reinternações, 93 a menores
de 20 anos, 237 a internações realizadas em 1997, sem continuidade em 1998, e
2 a indivíduos ignorados).
Para a análise de captura-recaptura, utilizaram-se cinco estratégias de
identificação dos casos de AVE, registrados nas Autorizações de Internação
Hospitalar do Estado do Rio de Janeiro, do ano de 1998, e os casos de óbito
apresentando como causa básica diagnóstico pertencente às categorias I60 a I69
da CID 10, maiores de 19 anos, das declarações de óbito (DO) de 1998, do
município do Rio de Janeiro (5.415 casos). As estratégias utilizadas para as estimativas
de prevalência estão detalhadas no item 2.4.
Como denominador da estimativa de prevalência foi utilizada a população do
município do Rio de Janeiro no ano de 1998, maior de 19 anos (3.802.738 habitantes).
2.3. PROCESSAMENTO DAS BASES DE DADOS
2.3.1 FORMULÁRIOS AIH
Em uma primeira etapa, utilizando-se planilha eletrônica (Microsoft, 1998),
organizou-se o banco das AIH do Estado do Rio de Janeiro (casos de AVE) por
ordem alfabética, facilitando a identificação manual dos casos com internações
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múltiplas e a evidenciação da internação índice de cada caso. Novas ordenações
por endereço, data de nascimento e razão social do hospital de internação foram
realizadas com o mesmo propósito. Para que fosse considerado o mesmo caso,
além do nome igual ou bastante semelhante, o endereço e/ou data de nascimento
deveriam ser idênticos ou bastante próximos. Encontraram-se muitos erros de
digitação e/ou informação, tanto nos nomes e nos endereços, quanto nas datas
de nascimento, além de muitos homônimos. Apesar dos cuidados e da insistente
busca, não se conseguiu confirmar o local de residência de todos os casos, optandose, então, por analisar os casos de AVE atendidos nos hospitais do município do
Rio de Janeiro, vinculados ao SUS.
2.3.2. RELACIONAMENTO PROBABILÍSTICO DE REGISTROS
O relacionamento foi realizado entre a base contendo os 6531 casos de AVE
identificados na base de dados dos formulários AIH e os bancos das DO de 1998
(110.820 óbitos, por todas as causas) e de 1999 (105.644 óbitos, por todas as
causas). A opção de relacionamento com os registros de óbitos por todas as causas
e incluindo o ano de 1999 se deu em função do presente estudo ser parte de um
projeto voltado para a análise de sobrevida em pacientes hospitalizados por AVE.
O método probabilístico foi escolhido por não se ter um campo identificador
unívoco entre os bancos de referência (como por exemplo, o campo CPF,
normalmente não preenchido), o que não possibilita a busca direta pelo caso.
O relacionamento probabilístico baseia-se na utilização conjunta de campos
comuns presentes em ambos os bancos de dados (por exemplo, nome, data
de nascimento), com o objetivo de identificar o quanto é provável que um
par de registros se refira a um mesmo indivíduo. Os campos utilizados para o
relacionamento foram nome, data de nascimento e sexo.
Os processos realizados nesta metodologia foram:
1º PADRONIZAÇÃO DOS BANCOS – resultou na criação de dois arquivos (AIH
padronizado e DO padronizado) com campos dia, mês, ano, primeiro nome,
iniciais do nome do meio e último nome, através da fragmentação padronizada
dos campos data de nascimento e nome, além da padronização do formato dos
demais campos (ver item seguinte) utilizados dos bancos de referência, que auxiliaram na discriminação de pares verdadeiros e falsos.
2º RELACIONAMENTO DOS BANCOS
a. “Blocagem” – resultou na criação de blocos lógicos de registros baseados em
campos-chave, facilitando o processo de relacionamento dos bancos padronizados.
Neste processo, foram empregadas cinco estratégias consecutivas de blocagem,
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que serão descritas como “passos”. No 1º passo, empregou-se como chave o
código soundex do primeiro e do último nomes e o sexo; no 2º passo, o código
soundex do primeiro nome e o sexo; no 3º passo, o código soundex do último nome
e o sexo; no 4º passo, o código soundex do primeiro e do último nomes e no 5º
passo, o ano de nascimento e o sexo.
b. Pareamento – nesse processo, os registros que apresentaram concordância
no valor da chave de blocagem foram comparados em relação aos campos nome
completo e data de nascimento, utilizando-se, respectivamente, algoritmos baseados
na distância de Levenshtein e na comparação caractere a caractere (Camargo &
Coeli, 2000). A seguir, foram calculados escores, para cada par formado no bloco,
por meio da soma dos fatores de ponderação de concordância e discordância
atribuídos após a comparação de cada campo. Os fatores de ponderação de
concordância e discordância são representados respectivamente por log2 (m/u) e
log2 [(1-m/1-u)], onde m é a probabilidade do campo concordar dado que é um
par verdadeiro (sensibilidade) e u é a probabilidade do campo concordar dado
que é um par falso (1- especificidade). Foram utilizados valores de parâmetros de
pareamento estimados a partir de uma amostra de treinamento (Coeli & Camargo,
2002). Com essa configuração, os valores de escore variaram entre -6,9
(discordância nos dois campos) até 10,7 (concordância total nos dois campos).
3º COMBINAÇÃO DOS BANCOS – resultou na criação de um arquivo único, a
cada passo realizado, com o registro de todos os pares formados e seus respectivos
escores. Os campos deste arquivo foram selecionados nos arquivos de origem,
como sendo importantes para a determinação dos pares verdadeiros (na AIH –
número da AIH, nome, data de nascimento, código do município, endereço, data
da saída, cobrança, diagnóstico principal e sexo; na DO – número da DO, nome,
data de nascimento, código do município, código do bairro, município de
ocorrência, data do óbito, local do óbito, causa básica e sexo). Neste processo,
optou-se pelo escore de -3 como o valor mínimo para a inclusão dos pares.
Em cada passo, encontraram-se pares com escores altos (entre 9 e 10,69), dos
quais quase todos eram verdadeiros (as exceções foram raríssimas, especialmente
nos três primeiros passos), e, abaixo destes, criou-se uma grande lista de pares
possíveis que, no entanto, tiveram que ser selecionados manualmente, um a um,
segundo as informações disponíveis nos demais campos de comparação.
Alguns pares verdadeiros foram encontrados com escores muito baixos
(-0,5), devido à abreviatura ou omissão de nomes. Abaixo do escore -0,5,
não foram encontrados pares que, com alguma segurança, pudesse se afirmar
que fossem verdadeiros.
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Quando divergências importantes eram encontradas em algum dos camposchave (nome, data de nascimento ou sexo), os demais campos deveriam conter
informações idênticas ou muito próximas e haver concordância em, pelo menos,
mais dois campos secundários.
As dificuldades encontradas foram as mesmas já relatadas com relação aos
erros de digitação e/ou informação para nomes, datas de nascimento e endereço
e também pela grande quantidade de homônimos encontrada.
Foi necessária a busca manual nos registros das DO de 278 casos não
identificados através do relacionamento (ou descartados na avaliação dos pares
possíveis), apesar de terem registro do óbito no campo “cobrança” da AIH, e,
destes, 58 não foram localizados. No entanto, eles foram mantidos como óbitos
para a estimativa de prevalência. Os casos não localizados pelo relacionamento e
encontrados na busca manual apresentavam erros de digitação e/ou informação,
tais como, primeiro e último nomes incorretos, datas de nascimento muito
diferentes e/ou data do óbito anterior à saída do hospital.
2.4. ESTIMATIVA DE PREVALÊNCIA DE AVE
A estimativa da prevalência de AVE foi realizada através da utilização da
metodologia de captura-recaptura (Hook & Regal, 1995; Coeli et al., 2000;
Tilling et al., 2001).
Para o estudo, utilizaram-se duas amostras: os casos de AVE registrados às
AIH de 1998 e os casos de óbito com causa básica relativa às categorias I60 a I69
da CID 10, nas DO de 1998.
Com o objetivo de avaliar o impacto dos diferentes critérios de seleção de
casos de AVE registrados às AIH de 1998, na estimativa de prevalência, cinco
estratégias foram utilizadas:
Grupo 1 – Amostra AIH1: inclui todos os casos residentes no município
do Rio de Janeiro, internados nos hospitais vinculados ao SUS do município,
identificados a partir dos campos diagnósticos (principal ou secundário) ou do
campo procedimento (5.890 casos). Do total de 6.531 registros de AVE
encontrados nas AIH, 641 casos eram de não residentes do município, sendo
excluídos da estimativa.
Grupo 2 – Amostra AIH2: inclui os casos residentes no município do Rio de
Janeiro, internados no ano de 1998 nos hospitais vinculados ao SUS do município
e registrados às AIH do mesmo ano (5.700 casos). Foram excluídos do grupo 1
190 casos que tiveram sua internação índice no ano anterior (1997), embora
houvesse sido registrada na AIH de 1998.
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Grupo 3 – Amostra AIH3: inclui os casos residentes no município do Rio
de Janeiro, internados no ano de 1998 nos hospitais vinculados ao SUS do
município e que tenham registrados às AIH, do mesmo ano, procedimentos
realizados para AVC agudo à internação índice (3.851 casos). Foram excluídos
do grupo 2 1.849 casos com registro de outros procedimentos realizados à
internação índice.
e que tenham registrados às AIH, do mesmo ano, diagnóstico principal de AVE
à internação índice (4.792 casos). Foram excluídos do grupo 2 908 casos que
tiveram registro de outro diagnóstico principal à internação índice.
e que tenham registrados às AIH, do mesmo ano, diagnóstico principal de AVE e
procedimentos realizados de AVC agudo à internação índice (3.204 casos).
Foram excluídos do grupo 2 2.496 casos com registros de outro diagnóstico
principal ou outro procedimento realizado à internação índice.
As tabelas de contingência seguiram o seguinte modelo:
Onde,
N = n11 + n12 + n21 + n22 = tamanho da população;
NA1 = n11 + n12 = total de casos de AVE capturados na amostra AIH;
NB1 = n11 + n21 = total de casos de AVE capturados na amostra DO;
n11 = casos de AVE capturados nas AIH e nas DO;
n12 = casos de AVE capturados somente nas AIH;
n21 = casos de AVE capturados somente nas DO;
n22 = casos de AVE não capturados nem na AIH, nem na DO.
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Por se tratarem de amostras grandes, optou-se por utilizar o estimador de
máxima verossimilhança (cit by Hook & Regal, 1993) ou estimador de Petersen:
Onde,
N11
é o número de casos capturados em ambas as amostras;
NA1 e NB1 são os números de casos capturados em cada amostra.
3. RESULTADOS
Na Tabela 1, apresenta-se a distribuição dos casos, segundo as estratégias
traçadas, utilizando-se a metodologia de captura-recaptura.
Tabela 1
Distribuição dos casos, segundo as estratégias de captação.
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•
Grupo 1. Amostra AIH1: formada por 5.890 casos de AVE. Nas DO de
1998, foram encontrados 1.492 casos de óbito por AVE (não foram
encontrados nas DO, 49 óbitos hospitalares registrados às AIH).
•
•
•
•
encontrados nas DO 36 óbitos hospitalares registrados às AIH).
As menores prevalências de AVE ocorreram nos grupos 3 e 5, com
seleção realizada por procedimento para AVC agudo, sem e com diagnóstico principal de DCV. Nos demais, não houve variação expressiva das
prevalências (Tabela 2).
Tabela 2
Estimativas de prevalência de casos de AVE, no município do Rio de Janeiro, no ano de 1998.
* por mil habitantes, maiores de 19 anos.
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4. DISCUSSÃO
SELEÇÃO DOS CASOS
Na literatura mundial, a denominação de doença cerebrovascular e de acidente
vascular encefálico se confundem em muitos trabalhos. Não há consenso sobre
quais os subtipos das DCV, segundo a CID 10, caracterizariam os diversos subtipos
de AVE. Esta dificuldade já havia sido descrita em diversos estudos (Benesh et al.,
1997; Goldstein, 1998; Reker et al., 2002), quando da vigência da CID 9, mas não
foram encontrados trabalhos que analisassem este fato, relacionando-o à CID 10.
A adequada confirmação do subtipo do AVE, por meio de exames, como a
tomografia computadorizada ou a ressonância nuclear magnética, não é um
dado disponível no banco de dados utilizado. Além disso, mais da metade dos
diagnósticos nos registros analisados foram inespecíficos (AVC inespecificado como
hemorrágico ou isquêmico, outras DCV e seqüelas de DCV).
A identificação de casos por meio do campo diagnóstico principal (categorias I60
a I69), em nosso estudo, possibilitou uma captação maior de casos de AVE, na base
de dados da AIH, do que a utilização do procedimento realizado para AVC agudo.
A utilização do diagnóstico secundário para a captação dos casos teve por
objetivo aumentar a sensibilidade da captação de casos de AVE (menor número
de falsos negativos), apesar da possibilidade de levar a uma superestimativa dos
casos ao se incluir maior número de falsos positivos (Broderick et al., 1998).
Veras e Martins (1994) encontraram confiabilidade alta (kappa = 0,82) para os
diagnósticos registrados à AIH com três dígitos, transcritos do prontuário médico.
Estas autoras verificaram que 98,5% dos prontuários médicos analisados tinham
um diagnóstico principal anotado e que, com base na CID 9, 85,4% dos
diagnósticos estavam corretos, segundo a descrição clínica do caso.
PREVALÊNCIA
Não houve grande variação nas estimativas de prevalência de AVE realizadas,
exceto para aqueles grupos nos quais se considerou o procedimento realizado
para AVC agudo, associado ou não ao diagnóstico de AVE (grupos 3 e 5). A
menor prevalência estimada nesses grupos pode ser devida ao fato deles restringiremse aos casos mais agudos e graves e, possivelmente, incidentes, enquanto os demais
grupos incluem, também, os casos moderados e crônicos.
Uma das premissas que deve ser atendida para a obtenção de estimativas não
enviesadas por meio do método de captura-recaptura é a independência entre as
fontes de casos. Essa premissa implica em que a probabilidade de captura dos
casos por uma fonte não influencie a probabilidade de captura por uma segunda
fonte. Se as amostras são independentes, então a probabilidade de ser capturado
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por ambas as fontes será igual ao produto entre a probabilidade de ser capturado
pela primeira amostra e a probabilidade de ser capturado pela segunda amostra.
Quando a probabilidade de captura em uma fonte aumenta após a captura
em uma fonte anterior (dependência positiva), as estimativas encontram-se
subestimadas. Ao contrário, se a probabilidade de captura em uma fonte diminui
a probabilidade de captura em uma segunda fonte (dependência negativa),
então, as estimativas são superestimadas.
Fontes hospitalares e de mortalidade apresentam dependência positiva, já
que casos hospitalizados são, em geral, mais graves e, portanto, têm uma maior
probabilidade de evolução para o óbito. Além disso, uma dependência positiva
entre as bases também pode ter ocorrido no presente estudo ao empregar-se o
método de linkage probabilístico, sendo maior a probabilidade de captura na base
de óbitos dos casos que morreram no hospital. A similaridade na transcrição dos
dados (por exemplo, nome, data de nascimento) em ambos os registros (DO e AIH)
provavelmente facilitou a formação do par verdadeiro no processo de relacionamento das bases. Desta forma, poderia se esperar uma prevalência subestimada.
No entanto, como se consideraram todos os casos de óbito por AVE das
declarações de óbito – e neles incluem-se, também, os que morreram por AVE
em hospitais não vinculados ao SUS (dependência negativa) – é possível que este
efeito esteja amenizado.
O fato de se ter apenas duas fontes de dados impossibilitou a efetiva investigação
da dependência entre os bancos e o respectivo ajuste (Hook & Regall, 1995;
Tilling et al., 2001).
No Quadro 1, relacionam-se alguns dos resultados encontrados sobre a
prevalência de AVE em países de cinco continentes.
Quadro 1
Estudos de prevalência de AVE, em diferentes países.
a.
b.
c.
d.
e.
por 1000 habitantes.
inclui casos hospitalizados e/ ou com seqüelas.
inclui todos os casos (hospitalizados ou não, com ou sem seqüelas).
prevalência máxima estimada.
não inclui os indivíduos institucionalizados (instituições não hospitalares).
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Encontra-se na literatura uma grande variação nas estimativas de prevalência
entre as populações. A prevalência média, padronizada por idade, em todo o
mundo é de 5 a 10 casos por 1.000 habitantes (Bonita et al., 1997). A inclusão ou
não de casos leves não institucionalizados e dos crônicos mantidos em instituições
não hospitalares nas amostras, a imprecisão dos diagnósticos post-mortem sem necrópsia
e a utilização de diferentes definições para AVE são algumas das questões
metodológicas que podem levar a estas variações, além das diferenças na estrutura
etária e na distribuição dos fatores de risco de cada população.
Os resultados obtidos com a metodologia de captura-recaptura, contudo,
estão próximos aos demais resultados encontrados na literatura.
O declínio no risco de óbito por AVE registrado nas últimas décadas, que
ocorre de forma diferenciada entre as populações, pode colaborar para o
aumento de sua prevalência, considerando-se que não houve declínio de mesma
proporção em sua incidência, em todo o mundo.
Muntner et al. (2002) encontraram prevalências variando entre 1,4% (entre
as mulheres brancas, a mais baixa) e 2,8% (entre as mulheres negras, a mais alta),
para os indivíduos não hospitalizados, no período entre 1988 e 1994. A alta
prevalência encontrada entre os indivíduos não hospitalizados, descrita no trabalho
americano, pode explicar a diferença entre aquele e o presente estudo.
A interpretação das diferenças entre as demais prevalências encontradas é
dificultada por se ter estruturas etárias bastante diferentes entre os países relacionados.
As estimativas da prevalência de casos total ou parcialmente recuperados,
que não necessitam de cuidados são bastante diferentes em estudos de diversos
países, variando entre 25% e 57% do total de casos de AVE (Sorensen et al., 1982;
Aho et al., 1986; Bonita et al., 1997; Wilkinson et al., 1997). Casos como esses não
foram alcançados neste estudo.
A utilização da metodologia de relacionamento probabilístico de registros
viabilizou a realização deste trabalho. Entretanto, algumas medidas poderiam
contribuir para a obtenção de resultados, a saber: (1) treinamento sistemático
para os encarregados do preenchimento dos formulários específicos, garantindo
melhor qualidade na transcrição dos registros; (2) conscientização do corpo
técnico quanto à importância de se fornecer com clareza e completude as
informações necessárias de cada caso; (3) a implantação de um identificador único
do indivíduo, nos moldes do cartão SUS, mas cuja cobertura alcançasse também
os atendimentos não vinculados à esse sistema, como já adotado em alguns países,
permitindo que se rastreasse toda a sua história de saúde, independentemente da
instituição ou do motivo de atendimento; (4) a criação de uma base de dados dos
atendimentos realizados em instituições não vinculadas ao Sistema Único de Saúde,
que viabilizassem a mesma metodologia em outros estratos da população.
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PREVALÊNCIA
MUNICÍPIO DO
RIO
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JANEIRO - 1998
6. CONCLUSÕES
A utilização da metodologia de captura-recaptura, nas bases de dados
disponíveis, não permitiu que se incluíssem no estudo os casos leves de AVE, não
institucionalizados. No entanto, para fins de planejamento em saúde, é relevante
que se obtenham dados sobre os casos que demandem atenção e estes foram
alcançados, em sua maioria, com o uso dessa metodologia.
Pode-se considerar o resultado obtido no presente estudo como o limiar
mínimo da prevalência de AVE no município do Rio de Janeiro.
REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS
AHO, K.; NEUNANEM, A.; AROMAA, A.; KNEKT, P.; MAATELA, J. Prevalence of
stroke in Finland. Stroke. v. 17, n. 4, p. 681 - 686, 1986.
BHARUCHA, N. E.; BHARUCHA, E. P.; BHARUCHA, A. E.; BHISE, A. V.; SCHOENBERG,
B. S. Prevalence of stroke in the Parsi community of Bombay. Stroke. v. 19,
n. 1, p. 60 - 62, 1998.
BENESH, C.; WITTER, D. M.; WILDER, A. L.; DUNCAN, P. W.; SAMSA, G. P.;
MATCHAR, D. B. Inaccuracy of the international classification of diseases
(ICM-9-CM) in identifying the diagnosis of ischemic cerebrovascular disease.
Neurology. v. 49, p. 660 - 664, 1997.
BONITA, R.; SOLOMON, N.; BROAD, J. B. Prevalence of stroke and stroke-related
disability. Stroke. v. 28, n. 10, p. 1898 - 1902, 1997.
BRODERICK, J.; BROTT, T.; KOTHARI, R.; MILLER, R.; KHOURY, J.; PANCIOLI, R.;
GEBEL, J.; MINNECI, L.; SHUKLA, R. The greater Cincinnati / Northern
Kentucky Stroke Study: preliminary first-ever and total incidence rates of
strokes among blacks. Stroke. v. 29, n. 2, p. 415-421, 1998.
CAMARGO JR, K. R.; COELI, C. M. Reclink: Aplicativo para o relacionamento de
bancos de dados implementando o método probabilistic record linkage. Cadernos
de Saúde Pública. v. 16, n. 2, p. 439 - 447, 2000.
_______. Reclink II: Guia do usuário. Rio de Janeiro, 2002. Disponível em:
<http://planeta.terra.com.br/educacao/kencamargo/RelinkII.html>. Acesso
em: 17 ago. 2006.
COELI, C. M.; CAMARGO JR., K, R. Avaliação de diferentes estratégias de
blocagem no relacionamento probabilístico de registros. Revista Brasileira de
Epidemiologia. v. 5, n. 2, p. 185 - 196, 2002.
DE
J A N E I R O , 14 (2): 345 - 360, 2006 –
357
ANA LUIZA LATINI
DE
CARVALHO
E
MELLO, EVANDRO
DA
COELI, C. M.; VERAS, R. P.; COUTINHO, E. S. F. Metodologia de captura-recaptura:
um opção para a vigilância das doenças não transmissíveis na população idosa.
Cadernos de Saúde Pública. Rio de Janeiro, v. 16, n. 4, p. 1071 - 1082, 2000.
EGAN, R. A.; BIOUSSE, V. Update on ischemic stroke. Current Opinion in
Ophthalmology. v. 11, n. 6, p. 395 - 402, 2000.
GOLDESTEIN, L. B. Accuracy of ICD-9-CM coding for the identification of
patients with acute ischemic stroke: effect of modifier codes. Stroke. v. 29,
n. 8, p. 1602 - 1604, 1998.
HOOK, E. B.; REGAL, R. R. Effect of variation in probability of ascertainment by
sources (“variable catchability”) upon “Capture-Recapture” estimates of
prevalence. American Journal of Epidemiology. v. 137, n. 10, p. 1148 - 1166, 1993.
_______. Capture-Recapture methods in epidemiology: methods and
limitations. Epidemiologic Reviews. v. 17, n. 2, p. 243 - 264, 1995.
HUANG, Z. S.; CHIANG, T. L.; LEE, T. K. Stroke prevalence in Taiwan. Findings
from the 1994 national health interview survey. Stroke. v. 28, n. 8,
p. 1579 - 1584, 1997.
MUNTNER, P.; GARRETT, E.; KLAG, M. J.; CORESH, J. Trends in stroke prevalence
between 1973 and 1991 in the US population 25 to 74 years of age. Stroke.
v.33, n. 5, p. 1209 - 1213, 2002.
REKER, D. M.; ROSEN, A. K.; HOENG, H.; BERLOWITZ, D. R.; LAUGHLIN, J.;
ANDERSON, L.; MARSHALL, C. R.; RITTMAN, M. The hazards of stroke case
selection using administrative data. Medical Care. v. 40, n. 2, p. 96 - 104, 2002.
SAÚDE - RIO. Secretaria Municipal de Saúde do Rio de Janeiro. Dados do
Programa de Hipertensão Arterial. Gerência do Programa de Hipertensão. Disponível
em: <http://www.saude.rio.rj.gov.br/cgi/public/cgilua.exe/web/templates/
htm/v2/view_corhipertensao.htm?infoid=832&editionsectionid=23. Acesso
em: 20 mai. 2006.
SORENSEN, S. P.; BOYSEN, G.; JENSEN, G.; SCHNOHR, P. Prevalence of stroke in a
district of Copenhagen: the Copenhagen city heart study. Acta Neurologica
Scandinavica. v. 66, n. 1, p. 68 - 81, 1982.
SPSS. Inc., SPSS for Windows: release 9.0. Chicago: SPSS Inc, 1998.
TILLING, K.; STERN, J. A. C.; WOLFE, C. D. A. Estimation of the incidence of
stroke using a capture-recapture model including covareates. International Journal
of Epidemiology Association. v. 30, p. 1351 - 1359, 2001.
358
DE
J A N E I R O , 14 (2): 345 - 360, 2006
PREVALÊNCIA
MUNICÍPIO DO
RIO
DE
JANEIRO - 1998
VERAS, C. M. T.; MARTINS, M. S. A confiabilidade dos dados nos formulários de
autorização de internação hospitalar (AIH), Rio de Janeiro, Brasil. Cadernos de
Saúde Pública. v. 10, n. 9, p. 339 - 355, 1994.
WILKINSON, P. R.; WOLFE, C. D. A.; WARBURTON, F. G.; RUDD, A. G.; HOWARD,
R. S.; ROSS-RUSSEL, R. W.; BEECH, R. R. A long-term follow up of stroke
patientes. Stroke. v. 28, n. 3, p. 507 - 512, 1997.
DE
J A N E I R O , 14 (2): 345 - 360, 2006 –
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Prevalência de casos de acidente vascular encefálico, Município do

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