As desigualdades sociais e a saúde bucal nas capitais brasileiras

As desigualdades sociais e a saúde bucal nas capitais brasileiras

Autores:

Janmille Valdivino da Silva,
Flávia Christiane de Azevedo Machado,
Maria Angela Fernandes Ferreira

ARTIGO ORIGINAL

Ciência & Saúde Coletiva

versão impressa ISSN 1413-8123versão On-line ISSN 1678-4561

Ciênc. saúde coletiva vol.20 no.8 Rio de Janeiro ago. 2015

http://dx.doi.org/10.1590/1413-81232015208.12052014

Introdução

Define-se saúde como sendo resultado dos modos de organização social da produção, como efeito da composição de múltiplos fatores, tais como: moradia, alimentação, educação, trabalho, renda, meio ambiente, acesso aos bens e serviços essenciais dentre outros1. Nesse sentido, os níveis de saúde da população brasileira expressam a organização social e econômica do país. A saúde bucal, como parte integrante da saúde humana, inclui-se também neste contexto, sofrendo influência dos mesmos fatores e em especial das condições socioeconômicas da população.

O estudo da relação entre condições sociais e condições de saúde das populações permeiam a literatura há alguns anos, como relatado nos estudos clássicos de Jonh Snow e Engels, Louis e Virchow, revelando a inquietude em associar a situação de saúde das classes mais pobres da sociedade com suas condições de vida que seriam responsáveis pelo seu maior risco de morbidade/ mortalidade. Nessa perspectiva, diferenças nas condições sociais de uma população se refletem numa diferenciação nos perfis epidemiológicos entre os grupos sociais. Portanto, condições de vida, ambiente e condições de saúde formariam uma tríade indissociável de fatores com múltiplas e complexas interações2.

A Comissão Nacional sobre Determinantes Sociais da Saúde (2008)3 afirma que as condições socioeconômicas, culturais e ambientais de uma população geram uma estratificação dos indivíduos e grupos populacionais, conferindo-lhes assim diferentes posições sociais, as quais têm relação direta com as condições de saúde.

Dessa forma, importantes variações na distribuição das doenças em populações têm sido atribuídas às formas históricas através das quais os homens distribuem a riqueza em sociedades concretas. Tais disparidades se expressam por meio de renda, educação e classe social, correspondendo, nesse caso, à materialização de desigualdades4. As condições de vida, bem como suas necessidades, ultrapassam os limites das condições materiais de sobrevivência e de estilo de vida, englobando mais que os aspectos relacionados ao poder aquisitivo, mas também as políticas públicas que visam garantir o atendimento de necessidades básicas para a sobrevivência, unindo desta forma a dimensão política às condições de vida5.

No Brasil, ainda é possível observar uma heterogeneidade estrutural, a qual confere importância às condições de vida e trabalho na determinação e diferenciação dos padrões epidemiológicos ligados à exclusão social6. Este fato está, muito provavelmente, associado ao ingresso tardio do Brasil no desenvolvimento industrial e tecnológico, resultando em urbanização acelerada com ênfase no desenvolvimento econômico e desprezo pelo desenvolvimento social3.

Nessa conjuntura brasileira, o quadro de saúde bucal, apesar de suas melhorias nas últimas décadas, ainda se constitui em problema de saúde pública7,8. Dentes cariados, ausências dentárias, próteses mal adaptadas ou até mesmo fístula externa ou cicatriz de um abcesso, problemas não raros em brasileiros de baixa renda, causam baixa autoestima e geram em muitos casos dificuldade de inserção no mercado de trabalho e perda de oportunidade de emprego9. Tais agravos afetam especialmente a população socioeconomicamente menos favorecida6,7,10.

Atualmente, a Política Nacional de Saúde Bucal, popularmente conhecida como Brasil Sorridente, tem adotado como umas das frentes de redução das desigualdades em saúde bucal, o incentivo à expansão da implantação de água de abastecimento fluoretada. Em 2009, o Ministério da Saúde11assume a fluoretação das águas de abastecimento público como elemento essencial da estratégia de promoção da saúde, eixo norteador da Política Nacional de Saúde Bucal. Segundo o documento “Diretrizes da Política Nacional de Saúde Bucal,” esse entendimento corresponde à construção de políticas públicas saudáveis e ao desenvolvimento de estratégias direcionadas à equidade em saúde bucal.

Assim, mais que conhecer os dados primários de morbidade bucal, é necessário dominar e entender a relação da doença com as condições sociais e econômicas da população para que se possa efetivamente promover saúde bucal. Pois promover saúde é uma estratégia complexa que implica a compreensão da relação do homem ou das populações com seus padrões de desenvolvimento, suas relações com seu ambiente sociocultural, com suas necessidades, direitos e condições de vida.

Portanto, o objetivo deste estudo foi avaliar a relação das condições socioeconômicas e da política pública nacional de fluoretação das águas de abastecimento, com as condições de saúde bucal da população de 12 anos nas capitais brasileiras.

Método

Trata-se de um estudo ecológico, tendo como unidade de análise as 27 capitais brasileiras. Foram coletados dados referentes à saúde bucal, política pública de saúde bucal e condições socioeconômicas das capitais brasileiras. Os dados de saúde bucal foram obtidos do Ministério da Saúde, através do levantamento nacional realizado em 2010 (SB Brasil 2010). As variáveis utilizadas para avaliar as condições de saúde bucal da população foram CPO-D aos 12 anos, média de dentes perdidos e taxa da população livre de cárie aos 12 anos. Os dados correspondentes à política pública de saúde bucal (fluoretação das águas de abastecimento) foram obtidos do Ministério da Saúde, através dos registros do Sistema de Informação de Vigilância da Qualidade da Água para Consumo Humano (Sisagua). Utilizou-se apenas a presença/ausência de fluoretação das águas de abastecimento das capitais. Os dados referentes às condições socioeconômicas da população (densidade domiciliar, taxa de urbanização, taxa de saneamento adequado, taxa de analfabetismo, renda domiciliar per capita, proporção de pessoas de baixa renda e taxa de desemprego e esperança de vida) tiveram como fonte o Censo Demográfico Brasileiro 2010 do Instituto Brasileiro de Pesquisa e Estatística (IBGE). Deste foram utilizados dados dos resultados gerais da amostra (taxa de saneamento adequado, taxa de analfabetismo, renda média domiciliar per capita, proporção de pessoas com baixa renda, taxa de desemprego e expectativa de vida) e dados do universo (densidade domiciliar média e taxa de urbanização).

Através do software SPSS Statistics 17.1, realizou-se análise descritiva e de normalidade de todas as variáveis. Em seguida, foi obtida análise fatorial exploratória com as variáveis independentes, através da análise dos componentes principais com o objetivo de reduzir o número de variáveis e ao mesmo tempo criar um conjunto menor de variáveis que pudessem expressar todas estas unidas. O objetivo geral da técnica de análise fatorial é encontrar um modo de condensar a informação contida em diversas variáveis originais em um conjunto reduzido de novas dimensões compostas ou variáveis estatísticas com perda mínima de informação12. Testes de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) e Bartlett foram utilizados para avaliar a adequação do emprego da análise fatorial considerando o conjunto de dados analisados. O KMO é considerado adequado quando superior a 0,5 e Bartlett com a rejeição da hipótese nula. A comunalidade de cada variável foi observada, visto que esta representa a quantia de variância explicada pela solução fatorial para cada variável, portanto seus valores não poderiam ser inferiores a 0,5, sendo os valores ideais aqueles mais próximos de 1. A carga fatorial considerada foi acima de 0,5 para contribuir significativamente para o fator, após a rotação ortogonal pelo método varimax.

As oito variáveis independentes métricas foram reduzidas a duas novas variáveis estatísticas, as quais foram empregadas, juntamente com a fluoretação das águas de abastecimento, nas análises posteriores. A seguir, o teste de correlação de Pearson, ao nível de significância de 0.05 entre as variáveis, foi realizado para observar a existência de correlações estatisticamente significativas, o tipo de relação (positiva ou negativa) e a força da relação (a dispersão dos casos) entre as variáveis dependentes e as novas independentes obtidas na análise fatorial. As novas variáveis estatísticas independentes que mostraram valor de significância na matriz de correlação acima de 0,20 foram então selecionadas para análise de regressão linear múltipla, levando em consideração que a ordem de entrada das variáveis independentes no modelo de regressão foi definida de acordo com a ordem crescente de significância da correlação com a variável dependente. A variável presença de água fluoretada, por ser uma variável dicotômica, não foi inclusa na matriz de correlação, e para a determinação de sua ordem de entrada no modelo de regressão linear múltiplo realizou-se um teste de diferença de médias, teste t de student, para obtenção do valor de sua significância estatística, a qual serviu de parâmetro para ranquear a sua entrada na regressão linear múltipla. Os modelos de regressão linear múltipla foram estimados pelo método dos mínimos quadrados e obtidos através do método stepwise.

Três modelos de regressão linear múltipla foram propostos de acordo com as características socioeconômicas e de política pública de saúde oral significativos nos modelos. O primeiro modelo explicativo para o índice CPO-D aos 12 anos das capitais brasileiras, o segundo modelo explicativo para a média de dentes perdidos aos 12 anos nas capitais e o terceiro modelo para a taxa da população livre de cárie aos 12 anos. Em última etapa, os resíduos dos modelos finais foram avaliados com intuito de observar a presença de outliers, homocesdasticidade e normalidade.

Resultados

De acordo com a análise descritiva dos dados, menos da metade das capitais brasileiras obtiveram valores CPO-D aos 12 anos superiores à média brasileira (2,6), destacando-se a capital do estado de Rondônia, Porto Velho, que obteve o pior índice dentre as capitais brasileiras, sendo de 4,15. Quanto à porcentagem da população livre de cárie, se sobressaiu a capital catarinense, Florianópolis, que apresentou 68,40% de sua população com CPO-D aos 12 anos igual a zero, sendo a maior taxa populacional brasileira livre de cáries. Com relação ao número de dentes perdidos (aos12 anos), a média nacional foi de 0,12, chegando Campo Grande a apresentar uma média próxima de nenhum dente perdido (Tabela 1).

Tabela 1 Estatística descritiva para as variáveis dependentes CPO-D, indivíduos livres de cárie e média de dentes perdidos 

variáveis dependentes Média DP Mínimo P25 Mediana P75 Máximo IC 95%
CPO-D 12 anos 2,06 0,75 0,77 1,40 1,66 2,45 4,15 1,76 −2,31
Livres de cárie 44,00 11,63 25,60 32,10 44,70 50,60 68,40 39,1- 48,9
Dentes perdidos 0,12 0,08 0,00 0,03 0,08 0,15 0,31 0,06 - 0,18

Fonte: SB Brasil, 2010.

Na análise das condições socioeconômicas, constatou-se uma alta urbanização das capitais brasileiras, com nove delas 100% urbanizadas. No entanto, tal índice não se refletiu no saneamento. Uma média de saneamento adequado de 67,65% foi verificada, tendo a capital do Amapá apenas 16,33% de sua cidade saneada adequadamente, enquanto que Vitória apresentou uma taxa de 97,45%. Quanto à densidade domiciliar, notaram-se pequenas variações entre as capitais, assim como a renda domiciliar média per capita. Contudo, a taxa de pessoas com baixa renda teve uma variação larga entre as capitais. Em nove capitais brasileiras houve uma média igual a zero percentual de pessoas ganhando menos que meio salário mínimo. No entanto, em Maceió, 86,16% das pessoas vivem com até meio salário mínimo. Uma taxa média de desemprego de 8,58% foi obtida entre as capitais. A taxa de analfabetismo apresentou uma diferença evidente entre as capitais, com melhor índice no Rio de Janeiro, apenas 4,12% da população analfabeta, e pior no Rio Branco, 21,40% de analfabetismo.

Quanto à política pública de saúde bucal, 17 capitais brasileiras eram abastecidas com água fluoretada, totalizando 63% das capitais. Por fim, as capitais exibiram uma esperança de vida média de 72,39 anos (Tabela 2).

Tabela 2 Estatística descritiva para as variáveis independentes de estudo 

variáveis independentes Média DP Mínimo P25 Mediana P75 Máximo
Densidade domiciliar 3,34 0,34 2,80 3,07 3,30 3,60 4,20
Taxa de urbanização 98,09 2,60 91,18 96,57 99,49 100,00 100,00
Taxa de saneamento 67,65 23,42 16,33 53,53 68,69 89,87 97,45
Taxa de analfabetismo 7,92 4,37 4,12 5,13 6,43 8,97 21,40
Renda domiciliar per capita 943,00 289,75 631,00 673,00 875,00 1204,00 1573,00
Pessoas com baixa renda 38,40 31,67 0,00 0,00 43,17 68,94 86,16
Taxa de desemprego 8,58 2,54 4,86 6,56 7,70 10,88 13,06
Esperança de vida 72,39 2,31 67,60 71,00 72,20 74,30 75,80

Fonte: Censo Demográfico Brasileiro, 2010.

A análise fatorial de componentes principais realizada no conjunto das oito variáveis independentes métricas (densidade domiciliar, taxa de urbanização, taxa de saneamento adequado, taxa de analfabetismo, renda domiciliar per capita, proporção de pessoas de baixa renda, taxa de desemprego e esperança de vida) produziu o valor do teste de KMO de 0,814 e teste de esfericidade de Bartlett estatisticamente significativo (p < 0,0001), confirmando assim a adequabilidade da análise.

Pela rotação varimax notaram-se cargas fatoriais mais elevadas no primeiro fator, sendo este formado pelas variáveis densidade domiciliar, renda domiciliar per capita, proporção de pessoas de baixa renda, taxa de desemprego e esperança de vida. Pela natureza das variáveis este fator foi denominado “deprivação econômica”. O segundo fator foi constituído pela taxa de urbanização, taxa de saneamento adequado e taxa de analfabetismo, sendo assim chamado “condição sociossanitária” (Tabela 3).

Tabela 3 Carga fatorial obtida pela rotação varimax 

Variáveis Deprivação econômica Condição sociossanitária
Densidade domiciliar 0,772 -0,422
Taxa de urbanização -0,038 0,901
Saneamento adequado -0,610 0,690
Taxa de analfabetismo 0,146 -0,830
Renda domiciliar per capita -0,873 0,331
Pessoas de baixa renda 0,616 -0,481
Taxa de desemprego 0,887 0,163
Esperança de vida -0,862 0,151
% variância explicada 58,64% 19,10%
% cumulativo 58,64% 77,74%

Fonte: autoria própria.

As duas novas variáveis estatísticas, deprivação econômica e condição sociossanitária, mostraram correlação estatisticamente significante com o CPO-D aos 12 anos (respectivamente, p = 0,030 e p < 0,0001). Como esperado, deprivação econômica apresentou uma correlação positiva com o CPO-D aos 12 anos (r = 0,419), enquanto que a condição sociossanitária mostrou uma correlação negativa em relação ao CPO-D aos 12 anos (-0,676). Houve uma diferença significativa na média CPO-D aos 12 anos das capitais com e sem água fluoretada de abastecimento (p < 0,0001).

Ao avaliar as correlações entre a média de dentes perdidos das capitais e suas condições de vida, os seguintes resultados foram obtidos: ausência de correlação estatisticamente significativa com a condição sociossanitária (p = 0,170; r = −0,277), enquanto que a deprivação econômica apresentou uma correlação positiva e estatisticamente significativa com a média de dentes perdidos (p = 0,002; r = 0,570). Foi observada diferença na média do log de dentes perdidos estatisticamente significativa entre as capitais com e sem abastecimento de água fluoretada (p < 0,0001).

Em relação à taxa da população livre de cárie, deprivação econômica apresentou uma correlação negativa (p = 0,012; r = −0,474), enquanto que a condição sociossanitária mostrou uma correlação positiva (p = 0,002; r = 0,572). Observou-se uma diferença significativa na taxa de população livre de cárie nas capitais com e sem água fluoretada de abastecimento (p < 0,0001).

O modelo final da análise de regressão linear múltipla para o CPO-D aos 12 anos explicou 70,4% da variabilidade CPO-D aos 12 anos das capitais brasileiras (Tabela 4). O modelo final da análise de regressão linear múltipla para a média de dentes perdidos explicou 42,5% da variabilidade da média de dentes perdidos nas capitais brasileiras (Tabela 4). Enquanto que o modelo final para a taxa de população livre de cárie nas capitais brasileiras explicou 55,4% da variabilidade da taxa de população livre de cáries nas capitais brasileiras (Tabela 4).

Tabela 4 Modelo final de regressão linear múltipla para o CPO-D aos 12 anos, média de dentes perdidos* e taxa de população livre de cárie 

Modelo final Estimativa (IC 95%) Significância R2 ajustado
CPO-D 12 anos a 0,704
Constante 2,310 (2,001; 2,620) < 0,0001
Condição sócio-sanitária -0,403 (-0,585; −0,221) < 0,0001
Fluoretação -0,613 (-1,030; −0,196) 0,006
Deprivação econômica 0,177 (-0,014; 0,369) 0,068
Média dentes perdidos * b 0,425
Constante -0,911 (-1,117; −0,706) < 0,0001
Fluoretação -0,330 (-0,602; −0,058) 0,019
Deprivação econômica 0,142 (0,009; 0,274) 0,038
livres de cárie c 0,554
Constante 38,698 (32,852; 44,544) < 0,0001
Condição sócio-sanitária 5,468 (2,026; 8,909) 0,003
Deprivação econômica -3,985 (-7,608; −0,362) 0,033
Fluoretação 6,750 (-1,131; 14,631) 0,09

*Logaritmo da média de dentes perdidos.

aEstimativa média CPO-D 12 anos = 2,310 - 0,403 condição sociossanitária - 0,613 fluoretação.

bEstimativa Log dentes perdidos = −0,911+ 0,142 deprivação econômica - 0,330 fluoretação.

cEstimativa taxa de população livre de cárie= 38,698 + 5,469 condição sociossanitária - 3,985 deprivação econômica. Fonte: autoria própria.

Discussão

Nas últimas décadas, os índices epidemiológicos de vários países apontam para o declínio da principal doença bucal, a cárie dentária13. O contexto epidemiológico brasileiro da prevalência de cárie dentária tem acompanhado as tendências mundiais, mostrando um decréscimo significativo no número de dentes atacados pela cárie e perdidos, e uma crescente proporção de crianças livres da doença em 2010. Como observamos, entre as crianças de 12 anos residentes nas capitais brasileiras 44% estão livres de cárie e apresentam uma média de dentes atacados de 2,06, dentre estes apenas 0,12 sofreram exodontia.

No entanto, tal redução tem sido acompanhada pela polarização da doença naqueles grupos socioeconomicamente menos privilegiados8,14. Como discutido exaustivamente por técnicos, gestores e representantes da sociedade civil durante a segunda Conferência Nacional de Saúde Bucal, realizada em 1993, a saúde bucal, como parte indissociável da saúde geral, está diretamente relacionada às condições de saneamento, alimentação, moradia, trabalho, educação, renda, transporte, lazer, liberdade, acesso e posse da terra, com serviços de saúde e informação15. Essa assertiva foi nitidamente comprovada a partir dos dados do último levantamento epidemiológico realizado em 2010. Ao analisarmos as variações regionais no perfil de saúde bucal e condições socioeconômicas, observamos posições desfavoráveis para as capitais das regiões Norte e Nordeste em relação às demais.

Como é sabido, o processo de ocupação espacial e de desenvolvimento econômico das regiões Norte, Nordeste e Centro-oeste do país se deu de maneira distinta das regiões Sul e Sudeste, bem como o processo de financiamento da saúde pública no início da implantação do Sistema Único de Saúde16. Nesse sentido, o padrão de ocupação e uso desses territórios refletiram os complexos processos históricos, sociais e econômicos destas coletividades que justificam a variação do desenvolvimento social destas regiões e consequentemente os diferentes perfis de saúde bucal17,18

Piores situações de vida, dentre elas, alta densidade domiciliar, baixa taxa de saneamento básico, alta taxa de analfabetismo, alta proporção de pessoas de baixa renda e menor esperança de vida foram encontradas nas capitais com maiores índices de cárie e perda dentária e menores taxas de jovens livres de cárie. Tais achados estão de acordo com inúmeros estudos que têm verificado a relação entre a experiência de cárie e as condições de vida das populações10,14,19. Nessas investigações foi constatado que a renda é um fator de vulnerabilidade à cárie2022, bem como a pobreza6,23,24 e o emprego22,25. Além destes, outros fatores também têm mostrado associação com a prevalência de cárie e suas sequelas, como educação26,27 e infraestrutura da moradia20,2831.

Contudo, grande parte dos estudos relacionando agravos bucais e indicadores socioeconômicos têm levado em consideração apenas fatores isolados, não atentando para o fato de que a saúde bucal possui uma relação complexa com inúmeras condições relativas ao ambiente físico e social, que variam ao longo do tempo e do espaço, e que a sua interpretação exige uma análise mais abrangente6,32,33. Assim, diante da necessidade de compreensão coletiva do adoecer bucal, enfocando a dimensão social em seus distintos recortes, a análise fatorial e a análise de regressão permitiram estabelecer grupos de indicadores que representam a complexidade da realidade específica, evitando a redundância entre variáveis.

Portanto, as duas variáveis fatoriais formadas, deprivação econômica e condição sociossanitária, apreendem um pouco de cada variável individual, as quais apresentam íntima ligação com a saúde, formando um construtor mais complexo que possa influenciar nas condições de saúde bucal das populações jovens residentes das capitais brasileiras com o intuito de compreender de que forma e em que magnitude estas condições de vida podem alterar a prevalência da cárie e sua sequela. Além disso, avaliou-se a influência, em associação concomitante, destas condições de vida com a fluoretação das águas de abastecimento, método comprovadamente eficaz na redução dos índices de cárie, com o intuito de reproduzir o contexto global que refletisse o mais próximo às condições às quais as populações estão expostas no seu cotidiano e que possam influenciar a experiência de cárie.

A variação da parcela da população das capitais brasileiras aos 12 anos que não apresentou experiência de cárie foi explicada por todo o grupo de indicadores econômicos e sociossanitários, no qual a magnitude da determinação de cada variável foi ajustada pela presença da fluoretação da água de abastecimento, ratificando a forte relação do processo saúde-doença com os inúmeros fatores imbricados e representativos das condições de vida da sociedade achados em outros relatos7,14,31,34.

Todavia, apenas as condições sociais propriamente ditas, condições sociossanitárias, mais a fluoretação das águas de abastecimento mostraramse aptas a explicar a variação do índice CPO-D aos 12 anos nas capitais do país, sendo a deprivação econômica somente um fator de ajuste. Como avaliado por outras investigações, o aumento da riqueza de uma população, após determinado patamar, não reflete necessariamente numa melhoria das condições de vida e de saúde6,24.

Em contrapartida, as condições sociossanitárias não estiveram associadas às perdas dentárias das crianças de 12 anos das capitais brasileiras. Conjuntamente, deprivação econômica e fluoretação das águas explicaram a variação da perda dentária nesta parcela da população. Contudo elas só puderam explicar menos da metade da variação da perda dentária aos 12 anos. Provavelmente este resultado seja devido à baixa prevalência da perda dentária neste grupo etário, ou mesmo por sua determinação ser dada por outros fatores sociais que não foram inclusos em nosso estudo. Portanto, há necessidade de maiores investigações e esclarecimentos a respeito de seus fatores relacionados.

Neste contexto, é importante ressaltar que a fluoretação da água de abastecimento público ainda é uma medida comprovadamente eficaz na prevenção da cárie dentária e suas sequelas7,28,35. Mesmo na presença de fatores sociais e econômicos, ela ainda se mostra essencial no processo de redução da experiência e prevalência da cárie dentária das crianças residentes nas capitais brasileiras. No entanto, apesar de seu efeito e desta ser a principal estratégia de prevenção à cárie dentária no país com alcance coletivo, apenas 53% da população brasileira residente nas capitais dispunha deste benefício em 200536. Acrescenta-se a isso o fato de que a menor parcela das capitais com água de abastecimento fluoretada se concentra nas regiões socioeconomicamente menos favorecidas: uma capital do Centro-oeste, três capitais do Norte e quarto capitais do Nordeste; contrariando o preconizado por outros estudos7,37 que afirmam a importância da implantação do sistema de abastecimento fluoretado especialmente em grupos socioeconomicamente desprivilegiados como medida de redução dos efeitos das desigualdades sociais em saúde bucal.

Cabe esclarecer que uma limitação deste estudo foi a utilização de estimativas intervalares de saúde bucal como pontuais. Contudo, tamanha transgressão não inviabiliza nossa análise, apenas nos aponta para uma interpretação cautelosa dos resultados, dada esta limitação metodológica. Lamentavelmente, o Brasil ainda não dispõe de dados de base populacional das condições de saúde bucal da população devido às necessidades substanciais de recursos financeiros e humanos para possibilitar a captação desses dados em vista da sua dimensão continental. O SB Brasil 2010, portanto, constitui-se na mais acurada fonte de informações a respeito da saúde bucal das capitais brasileiras e na única fonte de dados disponíveis com representatividade para as mesmas.

Neste sentido, lembramos também que este estudo, devido à sua metodologia, não permite atribuição dos resultados a nível individual para não incorrer em falácia ecológica. No entanto, ressaltamos a importância de estudos agregados para a política e o planejamento sanitário, visto que há de se identificar e considerar as áreas com maiores agravos e as iniquidades existente entre elas para a melhor distribuição de esforços e recursos financeiros e humanos.

Por fim, apesar de apresentarmos um modelo reducionista frente à complexa rede de circuntâncias e atores socias envolvidos no processo de adoecimento bucal e dada a dificuldade ou impossibilidade de apreender a totalidade da realidade, procuramos destacar os principais fatores sociais e econômicos e política pública que podem interferir na experiência e prevalência de cárie e perda dentária na população jovem das capitais brasileiras, possibilitando intervenções que vão além do setor saúde, caracterizadas como intersetoriais, cujos efeitos podem repercutir sinergicamente no desenvolvimento econômico e social e consequentemente na melhoria da saúde e da qualidade de vida da população brasileira. Pois, avaliar a relação entre os fatores associado ao processo saúde-doença bucal e sua disparidade entre os diferentes grupos sociais é uma tarefa árdua. Todavia, o reconhecimento da importância dos fatores contextuais na experiência de cárie da população das capitais brasileiras contribui para o planejamento tanto de intervenções de saúde quanto sociais voltadas para a melhoria das condições de saúde bucal. Portanto, estes achados contribuem para auxiliar a construção de políticas públicas no Brasil direcionadas à redução das desigualdades sociais em saúde bucal.

Considerações finais

Condições sociais e econômicas, assim como políticas públicas estão intrinsecamente relacionadas com a experiência, prevalência e mutilação da cárie dentária nas crianças de 12 anos residentes nas capitais brasileiras em 2010. Logo, medidas econômicas e sociais mais abrangentes, voltadas para redução da exclusão social, especialmente para as populações mais vulneráveis, são indispensáveis para um padrão de saúde bucal melhor e mais uniforme nas capitais brasileiras.

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