Associação da cor/raça aos indicadores de saúde para idosos no Brasil: um estudo baseado na Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (2008)

Associação da cor/raça aos indicadores de saúde para idosos no Brasil: um estudo baseado na Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (2008)

Autores:

Bruno Luciano Carneiro Alves de Oliveira,
Erika Barbara Abreu Fonseca Thomaz,
Raimundo Antonio da Silva

ARTIGO ORIGINAL

Cadernos de Saúde Pública

versão impressa ISSN 0102-311X

Cad. Saúde Pública vol.30 no.7 Rio de Janeiro jul. 2014

http://dx.doi.org/10.1590/0102-311X00071413

Introdução

A composição racial da crescente população idosa brasileira vem se modificando ao longo dos últimos anos 1. Na primeira década do século XXI, a população brasileira com 65 anos ou mais cresceu 29,5%, passando de 9,9 milhões (5,8%) em 2000 para 14,0 milhões (7,4%) em 2010 1. Em 2000, predominavam idosos brancos (61,7%) em relação aos idosos pardos (29,5%) e pretos (6,9%) e, em 2010, diminuiu a proporção de idosos brancos (56,8%), aumentando a de pardos (33,8%) e pretos (7,7%) 1.

No entanto, as recentes mudanças econômicas, políticas e de saúde 2 ocorridas no país ainda não eliminaram as desigualdades nas condições de vida e saúde dos grupos raciais de idosos brasileiros 2,3. O impacto dessas transformações não foi uniforme 4. A presença de desigualdades raciais entre idosos sugere a complexa interação da cor/raça com marcadores de posição soci- al 5,6 e reflete a distribuição desigual de fatores de risco, proteção e de agravos à saúde, que se acumulam ao longo dos vários ciclos de vida até a terceira idade 6,7. Idosos pardos e pretos, portanto, permanecem em ausência de equidade, em pior situação socioeconômica 2,8 e com elevada necessidade em saúde 9.

Apesar de vários estudos indicarem que em pessoas de diferentes gradientes sociais e raciais o processo de envelhecimento não ocorre de modo homogêneo e semelhante 2,4,8,9,10,11, permanecem dúvidas se as desigualdades em saúde podem ser atribuídas diretamente à cor/raça, independentemente das desigualdades socioeconômicas individuais e contextuais 3,11,12,13.

Em todo o mundo, a avaliação do estado de saúde de idosos é comumente realizada com base em indicadores de condições de saúde e mobilidade física e autonomia 6,9,10,14,15. Entre os indicadores amplamente utilizados estão a autoavaliação do estado global de saúde, o número de doenças ou condições crônicas e a capacidade funcional 6,9,14,15. O primeiro indica a dimensão subjetiva e integrada que os idosos têm da sua própria saúde. O estado funcional revela a dimensão funcional na realização das tarefas cotidianas e o número de doenças crônicas representa a dimensão médica e objetiva da presença de desvios da função fisiológica normal 9,16,17.

A associação da cor/raça parda e preta com piores condições de saúde e declínio funcional tem sido pouco investigada entre idosos brasileiros 7,9,12, e os resultados dessa associação são controversos e conflitantes 15,16. Isso tem limitado a atual compreensão dos impactos das desigualdades raciais nessa fase da vida 7,12. No Brasil, diversos estudos baseados nos dados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD) exploram a influência do gênero, renda, escolaridade, faixa etária e contexto social de moradia na saúde de idosos 14,18,19, mas a associação entre os indicadores de saúde-doença e incapacidade funcional com a variável cor/raça ainda não foi explorada 1,19.

Este estudo teve como objetivo analisar as associações entre cor/raça e os indicadores de saúde em idosos brasileiros, utilizando os dados do suplemento saúde da PNAD de 2008.

Métodos

Trata-se de um estudo transversal que analisou a relação da cor/raça com indicadores de saúde de idosos brasileiros incluídos na base de dados da PNAD 20, realizada em 2008 pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE).

A PNAD é um inquérito domicíliar de base populacional, de abrangência nacional, com o objetivo de obter informações representativas da população brasileira sobre suas características sociodemográficas, educacionais, habitacionais, de trabalho e rendimento. Em 2008, foi aplicado um suplemento sobre saúde, incluindo informações sobre condições de saúde e mobilidade física da amostra 20.

A PNAD utiliza uma amostra probabilística complexa de domicílios de todas as regiões do Brasil, obtida em até três estágios de seleção 20. No primeiro estágio, é feita a seleção dos municípios, que são classificados em autorrepresentativos, com 100% de probabilidade de pertencer à amostra, e em não autorrepresentativos, com probabilidade de pertencer à amostra proporcional à população residente. No segundo estágio, são selecionados os setores censitários, cuja probabilidade de inclusão é proporcional ao número de domicílios existentes no setor. No último estágio, os domicílios são amostrados em cada setor censitário, sendo investigadas as informações relativas aos domicílios e a todos os seus indivíduos residentes 20.

Foram pesquisadas 391.868 pessoas e 150.591 unidades domiciliares distribuídas por todas as Unidades da Federação. Nessa análise, utilizamos a população idosa com 65 anos ou mais de idade (n = 28.437). Adotou-se como critério de inclusão cor/raça autorreferida 1,20,21, retirando- se os idosos que tiveram sua cor/raça informada por terceiros, para reduzir a chance de viés de informação e classificação dessa variável e de viés de prevalência dos grupos raciais estudados 1,3. Após a remoção dos idosos que tiveram sua cor/raça informada por outras pessoas (n = 8.752), os de cor/raça amarela (n = 153), indígena (n = 69), sem declaração (n = 15) e os sem informação para renda domiciliar per capita (n = 764), a população final incluída neste estudo foi de 18.684 idosos.

Variáveis estudadas

Os desfechos estudados foram dois indicadores de condição de saúde – a autoavaliação do estado global de saúde (AAS) e o número de doenças e condições crônicas – e um indicador de mobilidade física e autonomia – a capacidade funcional.

A AAS apresenta cinco categorias de resposta: muito boa, boa, regular, ruim e muito ruim. Para o cálculo do número de doenças e condições crônicas foram somadas todas aquelas pesquisadas pela PNAD: artrite/reumatismo, câncer, diabetes, hipertensão, depressão, doença da coluna/dor nas costas, bronquite/asma, tuberculose, doença do coração, doença renal crônica, cirrose e tendinite/tenossinovite.

A incapacidade funcional foi definida pelo grau de dificuldade para realizar a atividade de vida diária (AVD) “alimentar-se, tomar banho ou ir ao banheiro”. Na PNAD, esse indicador tem quatro categorias: não tem dificuldade, tem grande dificuldade, tem pequena dificuldade e não consegue. Neste estudo, o indicador foi organizado em três categorias; nenhuma, alguma (agregando os valores de pequena e grande dificuldade) e total incapacidade funcional.

A variável explicativa principal foi a cor/raça autodeclarada dos idosos categorizada em branca, preta e parda. Na PNAD, os entrevistados são estimulados a referirem sua cor da pele como proxy da raça. Assim, o quesito cor/raça revela com qual grupo racial os indivíduos se identificam 3,22.

Para esta pesquisa, as covariáveis socioeconômicas, demográficas e de saúde foram: sexo (masculino ou feminino); idade (em anos completos agrupadas em três faixas etárias: 65 a 69, 70 a 79 e ≥ 80 anos); escolaridade (em anos, agrupados em três estratos: 0, 1 a 8 e ≥ 9 anos de estudo); condição de atividade econômica na semana de referência (ativa ou não); papel na família (em três categoriais: pessoa de referência, cônjuge e outros); número de moradores no domicílio (agrupados em três categorias: 1, 2 e ≥ 3 pessoas); localização do domicílio (urbana ou rural); macrorregião de residência em cinco categorias (Norte, Nordeste, Centro-oeste, Sudeste e Sul); posse de plano privado de saúde (sim ou não) e quintil de renda domiciliar per capita [em cinco estratos: 1o (menor), 2o, 3o, 4o e 5o (maior)], e a renda mediana no 1o quintil foi de R$: 207,00 e no 5o quintil foi de R$ 1.572,00.

Análise

Foram estimadas as prevalências e seus intervalos de 95% de confiança (IC95%) para as variáveis socioeconômicas, demográficas e de saúde do estudo segundo a variável cor/raça, considerando o desenho amostral.

Diferenças na distribuição de frequência das variáveis socioeconômicas, demográficas e de saúde nas categorias de cor/raça foram estimadas pelo teste qui-quadrado de Pearson.

Foram construídos dois modelos finais de regressão para cada desfecho. Primeiro considerou-se a cor/raça em três categorias: branca, parda e preta. Posteriormente, testaram-se as associações pela união das categorias parda e preta (negros).

Para estimar as associações entre cor/raça e os desfechos autoavaliação do estado de saúde e incapacidade funcional, utilizaram-se análises de regressão logística ordinal, do tipo modelo de chances proporcionais, obtendo-se razões de chance (RC) e respectivos IC95% 23,24. Para o número de condições crônicas, estimou-se a razão de prevalência (RP) e IC95% por meio de regressão de Poisson. Optou-se pelo modelo de regressão logística ordinal, do tipo modelo de chances proporcionais, em razão de esse modelo considerar a natureza policotômica ordinal do desfecho em estudo e indicar a probabilidade ou RC acumulada das categorias do desfecho ordinal diferindo entre si 23,24. Já os modelos de regressão de Poisson têm sido empregados como boa alternativa para obter adequadas estimativas de RP, mesmo em estudos seccionais, quando o desfecho é frequente 25,26.

As variáveis que se apresentaram associadas ao desfecho com valor de p < 0,20 foram selecionadas como potenciais confundidoras. Somente permaneceram no modelo multivariado final as variáveis com valor de p < 0,01.

Todas as análises foram feitas no software Stata versão 10.0 (Stata Corp., College Station, Estados Unidos), utilizando-se o comando svy (com fatores de ponderação, estratos e unidades primárias de amostragem) que incorpora o efeito do desenho amostral complexo 21 da PNAD 2008 nas análises realizadas. Utilizou-se o teste t de Wald para testar o ajuste dos modelos. Para o número de condições crônicas, estimou- se o coeficiente de determinação (pseudo R2). Para os outros desfechos, compararam-se os valores observados e os estimados para as categorias do desfecho, calculando-se o percentual de concordância.

Resultados

Entre os 18.684 idosos desta pesquisa, a idade mediana foi de 72 anos (68-77). Verificou-se que 56,2% (IC95%: 55,1-57,2) dos idosos se autodeclararam brancos, 36,3% (IC95%: 35,3-37,3) pardos e 7,5% (IC95%: 7,1-8,0) pretos. Entre todos os idosos analisados, 7,5% (IC95%: 7,0-8,0) autoavaliaram seu estado de saúde como muito bom, 74,4% (IC95%: 73,7-75,2) apresentavam pelo menos uma doença crônica e 14,9% (IC95%: 14,2-15,6) referiram incapacidade funcional.

Para os três grupos raciais investigados, todas as variáveis socioeconômicas, demográficas e de saúde apresentaram diferença estatisticamente significativa (p < 0,001), considerando-se o efeito do desenho (Tabela 1).

Tabela 1 Distribuição das características socioeconômicas, demográficas e de saúde de idosos brasileiros ≥ 65 anos (N = 18.684) que autodeclararam sua cor/raça. Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD), 2008. 

Variáveis Branca (n = 9.825) Parda (n = 7.384) Preta (n = 1.475) Valor de p (χ2)
Total [% * (IC95%)] Total [% * (IC95%)] Total [% * (IC95%)]
Sexo        
 Masculino 39,0 (38,1-39,9) 42,5 (41,3-43,8) 38,0 (35,5-40,6) 0,0001
 Feminino 61,0 (60,1-61,9) 57,5 (56,2-58,7) 62,0 (59,4-64,5)
Faixa etária (anos)        
 65-69 35,4 (34,4-36,5) 40,6 (39,3-41,9) 38,1 (35,5-40,7) 0,0001
 70-79 47,5 (46,4-48,6) 45,5 (44,3-46,8) 45,6 (42,8-48,3)
 ≥ 80 17,1 (16,2-18,0) 13,9 (13,0-14,8) 16,3 (14,3-18,6)
Escolaridade (anos)        
 0 25,6 (24,5-26,8) 50,8 (49,3-52,3) 50,6 (47,8-53,4) 0,0001
 1-8 55,2 (54,0-56,4) 41,8 (40,4-43,3) 42,2 (39,4-45,1)
 ≥9 19,2 (18,1-20,3) 7,4 (6,7-8,1) 7,2 (5,8-8,7)
Quintil de renda domiciliar        
 1o (menor) 12,6 (11,8-13,4) 27,9 (26,6-29,2) 25,0 (22,8-27,5) 0,0001
 2o 23,2 (22,2-24,3) 31,6 (30,3-32,9) 32,4 (29,7-35,1)
 3o 11,9 (11,2-12,7) 13,7 (12,8-14,7) 16,9 (14,7-19,4)
 4o 23,6 (22,6-24,6) 16,6 (15,6-17,6) 16,9 (14,7-19,2)
 5o (maior) 28,7 (27,4-30,1) 10,2 (9,4-11,1) 8,8 (7,3-10,5)
Atividade econômica        
 Ativa 20,9 (19,9-21,9) 26,3 (24,9-27,7) 22,1 (19,8-24,5) 0,0001
 Não ativa 79,1 (78,1-80,1) 73,7 (72,2-75,1) 77,9 (75,5-80,2)
Papel na família        
 Pessoa de referência 71,2 (70,3-72,0) 72,3 (71,2-73,3) 74,6 (72,2-76,8) 0,0008
 Cônjuge 21,1 (20,3-21,9) 19,8 (18,9-20,7) 16,3 (14,3-18,4)
 Outros 7,7 (7,2-8,4) 7,9 (7,2-8,6) 9,1 (7,7-10,9)
Número de moradores no domicílio        
 1 21,9 (21,0-22,8) 18,2 (17,2-19,3) 22,9 (20,6-25,4) 0,0001
 2 42,4 (41,1-43,6) 31,1 (29,7-32,4) 33,1 (30,3-35,9)
 ≥ 3 35,7 (34,6-36,9) 50,7 (49,2-52,2) 44,0 (41,3-46,9)
Área de localização do domicílio        
 Urbano 85,5 (84,2-86,7) 75,1(73,2-76,9) 81,0 (78,6-83,2) 0,0001
 Rural 14,5 (13,3-15,8) 24,9 (23,1-26,8) 19,0 (16,8-21,4)
Macrorregião de residência        
 Norte 2,2 (1,9-2,5) 9,5 (8,7-10,4) 4,4 (3,8-5,1) 0,0001 0,0001
 Nordeste 15,9 (15,0-16,8) 45,5 (43,8-47,0) 32,6 (30,8-34,5)
 Centro-oeste 5,1 (4,7-5,6) 7,4 (6,9-8,0) 6,8 (6,1-7,6)
 Sudeste 52,5 (51,3-53,7) 31,4 (30,0-32,8) 49,0 (47,2-50,8)
 Sul 24,3 (23,2-25,3) 6,2 (5,6-6,9) 7,2 (6,5-7,9)
Posse de plano de saúde      
 Não 62,7 (61,3-64,1) 83,8 (82,7-84,8) 85,0 (82,8-86,9)
 Sim 37,3 (35,9-38,7) 16,2 (15,2-17,3) 15,0 (13,1-17,2)
Autoavaliação do estado de saúde       0,0001
 Muito boa 9,3 (8,6-10,0) 5,1 (4,6-5,7) 5,6 (4,4-7,2)
 Boa 37,8 (36,7-38,9) 30,9 (29,7-32,1) 34,7 (31,9-37,6)
 Regular 40,9 (39,8-42,1) 48,7 (47,3-50,0) 43,4 (40,4-46,5)
 Ruim 9,5 (8,9-10,2) 12,1 (11,2-13,0) 12,3 (10,6-14,3)
 Muito ruim 2,5 (2,1-2,8) 3,2 (2,8-3,8) 4,0 (3,0-5,2)
Número de condições crônicas        
 0 25,1 (24,0-26,1) 27,1 (26,0-28,4) 21,4 (19,4-23,7) 0,0001
 1 31,6 (30,6-32,7) 33,1 (31,9-34,2) 34,3 (31,9-36,8)
 2 23,5 (22,5-24,5) 23,4 (22,3-24,4) 24,4 (22,1-26,8)
 ≥ 3 19,8 (18,9-20,8) 16,4 (15,4-17,4) 19,9 (17,7-22,2)
Incapacidade funcional (atividades da vida diária)        
 Nenhuma 85,3 (84,4-86,1) 85,5 (84,5-86,4) 82,1 (79,8-84,2) 0,0175
 Alguma 13,8 (13,0-14,6) 13,3 (12,5-14,3) 17,0 (14,9-19,3)
Total 0,9 (0,8-1,2) 1,2 (0,9-1,5) 0,9 (0,5-1,6)

IC95%: intervalo de 95% de confiança.

* Estimativas em relação ao total de idosos brancos, ao total de idosos pardos e ao total de idosos pretos, respectivamente.

Mulheres predominaram nos três grupos raciais avaliados. Observou-se que 40,6% dos idosos pardos e 38,1% dos pretos eram idosos jovens (65-69 anos) e 17,1% dos brancos eram longevos (≥ 80 anos). Nenhum ano de escolaridade foi referido por 50,8% dos idosos pardos e por 50,6% dos idosos pretos. Apenas 7,4% dos idosos pardos e 7,2% dos pretos referiram ≥ 9 anos de estudo. Verificou-se que 27,9% dos idosos pardos, 25% dos pretos e 12,6% dos brancos pertenciam ao menor quintil de renda. Cerca de 30% dos idosos brancos estavam no maior quintil de renda, contra 10,2% nos pardos e 8,8% nos pretos. A proporção de idosos na zona rural do país foi maior entre os pardos (24,9%) e menor entre os brancos (14,5%). Quase 77% dos idosos brancos residiam nas regiões Sul e Sudeste, ao passo que 55% dos idosos pardos e 37% dos pretos viviam nas regiões Norte e Nordeste. A dependência exclusiva do Sistema Único de Saúde (SUS) foi de 85% nos idosos pretos, 83,8% nos pardos e 62,7% nos brancos (Tabela 1).

Neste estudo, a prevalência de autoavaliação do estado de saúde nos idosos brasileiros diferiu de modo estatisticamente significante nos grupos raciais analisados (p < 0,001). A prevalência de autoavaliação de saúde muito boa foi maior entre os brancos, e a ruim e muito ruim foi maior entre pardos e pretos (Tabela 1).

A prevalência da autoavaliação de saúde muito boa nos idosos brasileiros em 2008 também foi maior em mulheres, ativos economicamente, pessoa de referência no domicílio, com plano de saúde, moradores da zona urbana e das regiões Sul e Sudeste. Essa autoavaliação de saúde diminuiu com o aumento da idade e do número de moradores no domicílio, porém aumentou com o aumento da renda e da escolaridade (Tabela 2).

Tabela 2 Prevalência e razões de chances (RC) da autoavaliação de saúde muito boa, boa, regular, ruim e muito ruim entre idosos brasileiros ≥ 65 anos (N = 18.684) que autodeclararam sua cor/raça. Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD), 2008. 

Variáveis % Análise bruta Análise ajustada
Muito boa Boa Regular Ruim Muito ruim RC (IC95%) RC (IC95%)
Cor/Raça              
 Branca 9,3 37,8 40,9 9,5 2,5 1,00 1,00
 Parda 5,1 30,9 48,7 12,1 3,2 1,54 (1,44-1,64) * 1,11 (1,03-1,18) *
 Preta 5,6 34,7 43,4 12,3 4,0 1,39 (1,24-1,57) * 1,04 (0,92-1,17)
Sexo              
 Feminino 7,5 35,8 43,5 10,4 2,8 1,00 1,00
 Masculino 7,4 34,0 44,6 11,0 3,0 1,07 (1,01-1,13) ** 1,25 (1,16-1,33) *
Faixa etária (anos)              
 65-69 8,1 38,0 42,6 8,8 2,5 1,00 1,00
 70-79 7,2 33,8 45,2 10,9 2,9 1,22 (1,14-1,30) 1,15 (1,08-1,23) *
 ≥ 80 6,9 31,9 43,5 14,1 3,6 1,41 (1,29-1,55) * 1,27 (1,15-1,39) *
Escolaridade (anos)              
 ≥ 9 18,4 47,3 29,2 4,3 0,8 1,00 1,00
 1-8 7,0 36,4 45,0 8,8 2,8 2,62 (2,38-2,89) * 1,93 (1,73-2,14) *
 0 4,0 28,5 48,1 15,7 3,7 4,36 (3,92-4,84) * 2,56 (2,26-2,89) *
Atividade econômica              
 Ativa 9,7 38,4 43,0 7,6 1,3 1,00 1,00
 Não ativa 6,8 34,1 44,2 11,6 3,3 1,43 (1,34-1,53) * 1,55 (1,44-1,66) *
Quintil de renda domiciliar              
 1o (menor) 3,4 28,9 49,1 14,7 3,9 1,00 1,00
 2o 4,5 29,8 47,6 14,0 4,1 0,93 (0,85-1,01) 0,97 (0,89-1,05)
 3o 5,9 33,4 47,2 11,2 2,3 0,71 (0,64-0,79) * 0,84 (0,76-0,94) *
 4o 7,5 39,7 42,1 8,3 2,4 0,53 (0,48-0,58) * 0,70 (0,64-0,77) *
 5o (maior) 16,3 44,1 34,0 4,5 1,1 0,28 (0,26-0,31) * 0,51 (0,45-0,58) *
Papel na família              
 Pessoa de referência 8,1 35,5 43,5 10,1 2,8 1,00 1,00
 Cônjuge 6,0 33,2 46,1 11,8 2,9 1,20 (1,12-1,29) * 1,30 (1,20-1,41) *
 Outros 6,4 35,5 42,6 12,4 3,1 1,13 (1,01-1,26) * 1,03 (0,91-1,15)
Número de moradores no domicílio              
 1 9,4 37,0 41,2 9,6 2,8 1,00 -
 2 7,4 35,4 43,9 10,6 2,7 1,15 (1,06-1,26) * -
 ≥ 3 6,7 33,7 45,3 11,2 3,1 1,28 (1,18-1,38) * -
Área de localização do domicílio              
 Urbano 8,2 35,9 42,7 10,2 3,0 1,00 -
 Rural 4,3 31,4 49,5 12,7 2,1 1,36 (1,25-1,47) * -
Macrorregião de residência              
 Norte 4,4 30,1 50,4 12,7 2,4 1,00 1,00
 Nordeste 4,8 29,5 48,2 14,1 3,4 1,06 (0,95-1,19) 1,03 (0,91-1,17)
 Centro-oeste 7,3 33,3 45,3 11,7 2,4 0,81 (0,71-0,92) ** 0,93 (0,80-1,07)
 Sudeste 9,4 38,4 40,8 8,6 2,8 0,61 (0,54-0,68) * 0,80 (0,70-0,90) *
 Sul 7,9 37,6 42,6 9,3 2,6 0,67 (0,59-0,76) * 0,88 (0,76-1,02)
Posse de plano de saúde              
 Sim 12,2 41,6 37,7 6,5 2,0 1,00 1,00
 Não 5,7 32,5 46,3 12,3 3,2 1,95 (1,81-2,10) * 1,09 (1,01-1,20) **

IC95%: intervalo de 95% de confiança;

* Valor de p ≤ 0,001;

** Valor de p ≤ 0,05.

Na análise bruta, idosos pardos e pretos tinham maior chance de autorreferirem pior estado de saúde. A chance de autorreferir pior estado de saúde foi 54% maior (RC = 1,54; IC95%: 1,44-1,64) nos pardos e 39% maior (RC = 1,39; IC95%: 1,24-1,57) nos pretos do que nos brancos. Após ajuste pelos fatores de confusão, as razões de chance foram atenuadas, no entanto a cor/raça parda permaneceu positivamente associada à chance de autoavaliar o estado de saúde em pior categoria. O idoso pardo apresentou chance de autorreferir pior estado de saúde 11% maior (RC = 1,11; IC95%: 1,03-1,18) do que os brancos (Tabela 2).

A prevalência de condições crônicas nos idosos brasileiros deste estudo diferiu significantemente nos grupos raciais avaliados (p < 0,001) (Tabela 1). A prevalência foi maior nos idosos pretos (78,6%; IC95%: 76,4-80,6) do que nos brancos (74,9%; IC95%: 73,9-76,0) e pardos (72,9%; IC95%: 71,6-74,0) (Tabela 3). Também foi maior em mulheres, inativos economicamente, com pior escolaridade, cônjuges, residentes da zona urbana, moradores das regiões Sul e Sudeste e com plano de saúde. A prevalência de doenças crônicas aumentou diretamente com a idade e renda domiciliar e diminuiu com o número de moradores no domicílio. Na análise bruta, a cor/raça preta não teve diferença significante (p = 0,266) e a parda foi protetora para o desfecho, com prevalência 8% (RP = 0,92; IC95%: 0,89-0,95) menor de doenças crônicas em relação aos brancos. Após ajuste pelas variáveis de confusão, idosos pretos passaram a apresentar prevalência 7% (RP = 1,07; IC95%: 1,02-1,13) maior de doenças crônicas em relação aos brancos (Tabela 3).

Tabela 3 Prevalência da presença de condições crônicas e razões de prevalências (RP) do número de condições crônicas entre idosos brasileiros ≥ 65 anos (N = 18.684) que autodeclararam sua cor/raça. Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD), 2008. 

Variáveis % * Análise bruta Análise ajustada
RP (IC95%) RP (IC95%)
Cor/Raça      
 Branca 74,9 1,00 1,00
 Parda 72,9 0,92 (0,89-0,95) ** 1,01 (0,98-1,05)
 Preta 78,6 1,03 (0,98-1,08) 1,07 (1,02-1,13) **
Sexo      
 Feminino 79,3 1,00 1,00
 Masculino 67,1 0,75 (0,73-0,77) ** 0,79 (0,76-0,81) **
Faixa etária (anos)      
 65-69 72,3 1,00 1,00
 70-79 75,3 1,08 (1,05-1,11) ** 1,05 (1,02-1,08) **
 ≥ 80 76,9 1,11 (1,06-1,15) ** 1,05 (1,01-1,10) ***
Escolaridade (anos)      
 ≥ 9 70,3 1,00 1,00
 1-8 75,8 1,16 (1,11-1,22) ** 1,19 (1,13-1,25) **
 0 74,1 1,11 (1,06-1,16) ** 1,23 (1,16-1,30) **
Atividade econômica      
 Ativa 66,0 1,00 1,00
 Não ativa 77,0 1,34 (1,29-1,39) ** 1,21 (1,17-1,26) **
Quintil de renda domiciliar      
 1o (menor) 72,1 1,00 1,00
 2o 75,3 1,07 (1,03-1,12) ** 1,03 (0,98-1,07)
 3o 76,4 1,13 (1,07-1,19) ** 1,07 (1,02-1,13) ***
 4o 75,0 1,12 (1,07-1,17) ** 1,04 (0,99-1,09)
 5o (maior) 73,6 1,06 (1,01-1,11) *** 1,00 (0,95-1,06)
Papel na família      
 Pessoa de referência 73,2 1,00 -
 Cônjuge 77,8 1,12 (1,08-1,16) ** -
 Outros 76,6 1,09 (1,04-1,15) ** -
Número de moradores no domicílio      
 1 75,8 1,00 1,00
 2 74,9 1,01 (0,97-1,05) 1,05 (1,01-1,09) ***
 ≥ 3 73,3 0,95 (0,91-0,98) *** 1,02 (0,98-1,06)
Área de localização do domicílio      
 Urbano 75,7 1,00 1,00
 Rural 68,9 0,80 (0,77-0,84) ** 0,90 (0,86-0,94) **
Macrorregião de residência      
 Norte 72,1 1,00 1,00
 Nordeste 70,2 0,94 (0,88-1,01) 0,94 (0,88-1,00)
 Centro-oeste 75,6 1,15 (1,07-1,23) ** 1,11 (1,04-1,20) ***
 Sudeste 76,1 1,16 (1,09-1,24) ** 1,10 (1,03-1,17) **
 Sul 77,4 1,26 (1,17-1,35) ** 1,23 (1,15-1,32) **
Posse de plano de saúde      
 Não 73,3 1,00 1,00
 Sim 77,4 1,11 (1,08-1,15) ** 1,10 (1,06-1,15) **

IC95%: intervalo de 95% de confiança;

* Estimativa das características socioeconômicas, demográficas e de saúde entre os idosos que referiram presença de uma ou mais condições crônicas, n = 13.927;

** Valor de p ≤ 0,001;

*** Valor de p ≤ 0,05.

As prevalências de incapacidade funcional entre idosos brasileiros diferiram significantemente segundo os grupos raciais estudados (p = 0,0175). A prevalência de alguma incapacidade funcional foi maior nos idosos pretos (17%) do que nos brancos (13,8%) e pardos (13,3%) (Tabela 1).

A prevalência do estado funcional preservado entre idosos brasileiros em 2008 também foi maior em homens, ativos economicamente, cônjuges, moradores da zona urbana, da Região Sudeste e com plano de saúde. A proporção de capacidade funcional preservada diminuiu com a escolaridade e com o aumento da idade, contudo aumentou com a renda domiciliar. Na análise bruta, a chance dos idosos avaliarem seu estado funcional nas categorias de declínio funcional associou-se positivamente à cor/raça preta (p < 0,001). A chance de declínio funcional foi 26% maior (RC = 1,26; IC95%: 1,07-1,47) nos idosos pretos do que nos brancos. Não houve diferença significante para os pardos em relação aos brancos (p = 0,741). Após ajuste pelas variáveis de confusão, a RC para a cor/raça preta se modificou e perdeu associação com a pior avaliação do estado funcional (RC = 0,97; IC95%: 0,82-1,15). O idoso pardo teve probabilidade 20% (RC = 0,80; IC95%: 0,73-0,89) menor de evoluir na escala de incapacidade funcional do que o branco (Tabela 4).

Tabela 4 Prevalência e razões de chances (RC) da perda da capacidade funcional e autonomia, nenhuma, alguma e total entre idosos brasileiros ≥ 65 anos (N = 18.684) que autodeclararam sua cor/raça. Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD), 2008. 

Variáveis % Análise bruta Análise ajustada
Nenhuma Alguma Total RC (IC95%) RC (IC95%)
Cor/raça          
 Branca 85,3 13,8 0,9 1,00 1,00
 Parda 85,5 13,3 1,2 0,98 (0,90-1,08) 0,80 (0,73-0,89) *
 Preta 82,1 17,0 0,9 1,26 (1,07-1,47) * 0,97 (0,82-1,15)
Sexo          
 Feminino 83,6 15,3 1,1 1,00 1,00
 Masculino 87,4 11,7 0,9 0,74 (0,67-0,81) * 0,84 (0,76-0,93) *
Faixa etária (anos)          
 65-69 90,4 9,2 0,4 1,00 1,00
 70-79 85,0 14,1 0,9 1,65 (1,49-1,84) * 1,49 (1,34-1,66) *
 ≥ 80 73,0 24,3 2,7 3,51 (3,10-3,97) * 2,80 (2,46-3,19) *
Escolaridade (anos)          
 ≥ 9 92,8 6,7 0,5 1,00 1,00
 1-8 86,9 12,3 0,8 1,94 (1,61-2,32) * 1,42 (1,17-1,72) *
 0 79,7 18,7 1,6 3,28 (2,73-3,94) * 2,03 (1,65-2,50) *
Atividade econômica          
 Ativa 93,7 6,1 0,2 1,00 1,00
 Não ativa 82,5 16,2 1,3 3,15 (2,73-3,63) * 2,63 (2,27-3,04) *
Quintil de renda          
 1o (menor) 80,1 18,4 1,5 1,00 1,00
 2o 81,4 17,4 1,2 0,92 (0,81-1,03) 0,85 (0,75-0,97) **
 3o 85,7 13,3 1,0 0,67 (0,57-0,78) * 0,73 (0,62-0,86) *
 4o 87,7 11,6 0,7 0,56 (0,49-0,65) * 0,63 (0,54-0,73) *
 5o (maior) 91,7 7,6 0,7 0,36 (0,31-0,43) * 0,48 (0,40-0,59) *
Papel na família          
 Pessoa de referência 85,8 13,4 0,8 1,00 1,00
 Cônjuge 86,1 12,9 1,0 0,98 (0,88-1,08) 0,97 (0,86-1,10)
 Outros 76,3 20,8 2,9 1,91 (1,66-2,19) * 1,41 (1,22-1,64) *
Número de moradores no domicílio          
 1 84,5 14,7 0,8 1,00 -
 2 85,5 13,6 0,9 0,92 (0,82-1,04) -
 ≥ 3 85,1 13,7 1,2 0,96 (0,85-1,08) -
Área de localização do domicílio          
 Urbano 85,2 13,8 1,0 1,00 -
 Rural 84,6 14,3 1,1 1,05 (0,91-1,21) -
Macrorregião de residência          
 Norte 85,6 13,5 0,9 1,00 -
 Nordeste 83,1 15,3 1,6 1,22 (1,01-1,47) ** -
 Centro-oeste 84,1 14,8 1,1 1,12 (0,90-1,41) -
 Sudeste 86,7 12,5 0,8 0,91 (0,76-1,09) -
 Sul 84,4 14,9 0,7 1,10 (0,90-1,33) -
Posse de plano de saúde          
 Sim 89,4 9,8 0,8 1,00 1,00
 Não 83,5 15,4 1,1 1,66 (1,49-1,86) * 1,20 (1,05-1,37) *

IC95%: intervalo de 95% de confiança;

* Valor de p ≤ 0,001; ** Valor de p ≤ 0,05.

Ao se avaliar conjuntamente pretos e pardos (negros), observou-se perda da diferença estatisticamente significativa nas prevalências de incapacidade funcional entre brancos e negros (p = 0,612). Para os demais desfechos permaneceram o mesmo valor de p (< 0,001).

A análise bruta revelou que a chance do idoso negro autorreferir pior estado de saúde foi 51% maior (RC = 1,51; IC95%: 1,42-1,61) do que os brancos. Na análise ajustada, essa chance foi atenuada para 9% (RC = 1,09; IC95%: 1,02-1,16). Para o número de condições crônicas, a cor/raça negra apresentou efeito protetor, com prevalência 6% menor (RP = 0,94; IC95%: 0,91-0,97) do que nos brancos. Na análise ajustada, não houve associação estatisticamente significativa com o desfecho (p = 0,132). Para a incapacidade funcional, somente na análise ajustada verificou-se associação da cor/raça negra, sendo 17% menor a chance dos negros referirem declínio funcional em relação aos brancos (Tabela 5).

Tabela 5 Razões de chances (RC) da autoavaliação de saúde muito boa, boa, regular, ruim e muito ruim, razões de prevalências do número de condições crônicas e razões de chances da perda da capacidade funcional e autonomia, nenhuma, alguma e total entre idosos brasileiros ≥ 65 anos (N = 18.684) que autodeclararam sua cor/raça. Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD), 2008. 

Variáveis Autoavaliação do estado de saúde Número de condições crônicas Incapacidade funcional (atividades da vida diária)
Análise bruta Análise ajustada * Análise bruta Análise ajustada ** Análise bruta Análise ajustada ***
RC (IC95%) RC (IC95%) RP (IC95%) RP (IC95%) RC (IC95%) RC (IC95%)
Cor/Raça            
 Branca 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00
 Negra # 1,51 (1,42-1,61) ## 1,09 (1,02-1,16) ### 0,94 (0,91-0,97) ## 1,02 (0,99-1,06) 1,03 (0,94-1,12) 0,83 (0,76-0,92) ##

Todos os modelos se mostraram bem ajustados (p < 0,001). Entretanto, para o número de condições crônicas, o modelo explicou 5,6% da variabilidade do desfecho quando se utilizou duas ou três categorias raciais. Para a autoavaliação do estado de saúde e incapacidade funcional, a concordância entre os valores observados e preditos foi em torno de 27,9% e 52,4%, respectivamente, independentemente de se considerar duas ou três categorias raciais.

Discussão

Os resultados dessa análise sugerem a presença de desigualdades raciais na saúde e nas condições socioeconômicas e demográficas dos idosos brasileiros ≥ 65 anos em 2008. Idosos pardos e pretos comparados aos idosos brancos predominam nos estratos de idade mais jovens (65-69 anos), de elevada dependência exclusiva do SUS, de menor escolaridade, de menor quintil de renda e nas áreas com piores indicadores sociais e de saúde do país.

Entre os idosos avaliados, há diferenças importantes nas estimativas de fatores de risco e proteção, revelando que o envelhecimento entre os pardos e pretos ocorre em contexto de significativas desigualdades. Essas desigualdades decorrem de direitos sociais negados ao longo dos ciclos de vida e que repercutem nas condições gerais de vida na terceira idade 5,6.

Em outros países, as estimativas de idosos negros no pior status socioeconômico também são semelhantes às observadas neste estudo, indicando a sobreposição de idosos negros especialmente entre os pobres e de baixa escolaridade 6,27,28.

Neste trabalho, os idosos pardos e pretos apresentaram as piores estimativas dos indicadores de saúde investigados, tanto quando comparados aos idosos em geral da nossa pesquisa, quanto em relação aos estimados por Lima-Costa et al. 14 para a totalidade da população brasileira, utilizando as PNAD de 1998, 2003 e 2008.

Verificou-se que a cor/raça apresentou associação positiva com indicadores amplamente utilizados em inquéritos de saúde no Brasil e no mundo para avaliar e monitorar a saúde de idosos 6,10,14,15, em especial, entre os pardos na autoavaliação mais negativa do estado global de saúde e entre os pretos no maior número de condições crônicas. Para manutenção da capacidade funcional, a cor/raça parda mostrou-se como potencial fator protetor. Nos idosos pardos, a chance de autorreferir pior estado de saúde independe das diferenças nos fatores socioeconômicos e demográficos dos sujeitos avaliados. Após análise multivariada, a maior probabilidade de doenças crônicas nos idosos pretos sugere que o efeito da cor/raça preta é influenciado pelos fatores considerados no modelo.

Os efeitos da cor/raça na saúde da população idosa brasileira ainda apresentam divergências entre os estudos 9,15,29. Alguns apontam que as desigualdades em saúde não podem ser atribuídas diretamente à cor/raça independentemente dos diferenciais socioeconômicos entre os indivíduos e contextos avaliados 3,12,13. Por outro lado, outros estudos apontam que essa variável influencia níveis variados de exposição a diferentes riscos individuais e contextuais sobre a saúde ao longo da vida 5,12. Assume papel de variável sociopolítica, que atua por mecanismos interativos e complexos de acordo com o contexto em que os indivíduos vivem 7,12. No entanto, independentemente do efeito direto dessa variável ou em conjunto com os fatores socioeconômicos, na avaliação dos indicadores de saúde considerados neste estudo, não se pode ignorar a relevância da cor/raça na produção de desigualdades na saúde dos idosos brasileiros investigados.

Nesta análise, a prevalência da autoavaliação muito boa ou boa de saúde foi 23,6% menor nos idosos pardos do que nos brancos. Em uma pesquisa de base populacional com 1.432 idosos residentes na cidade de Campinas, São Paulo, a prevalência da autoavaliação excelente ou muito boa nos idosos não brancos foi similar, 25,8% menor do que a encontrada nos brancos 15.

Estudos em outros países também indicam associação da cor/raça com a pior autoavaliação de saúde nos idosos, independente dos fatores socioeconômicos e demográficos 10,17. Todavia, nos estudos com idosos brasileiros, essa associação é questionada ou não é observada, após ajuste por variáveis socioeconômicas e de saúde 15,30. Nesta pesquisa, verificou-se associação direta entre cor/raça e pior estado de saúde autorreferido. Após ajuste pelos fatores de confusão, a magnitude da associação foi reduzida, mas não eliminou o efeito estatisticamente significante entre os pardos. O idoso pardo tem 11% a mais de chance de autorreferir pior estado de saúde do que o idoso branco.

Uma pesquisa de base populacional com 1.940 idosos do Município de São Paulo, utilizando análise logística ordinal hierarquizada, também encontrou que negros e mulatos autorreferiram pior estado de saúde (RC = 1,27; p < 0,01) do que os brancos 9. Em estudo transversal de base populacional realizado em Campinas, após ajuste por sexo e idade, os idosos não brancos apresentaram chance 29% menor de autoavaliarem seu estado de saúde como excelente ou muito bom, o que, semelhante aos nossos resultados, sugere que idosos não brancos avaliam a própria saúde mais negativamente 15.

Uma possível explicação para esse resultado é que os negros têm variações culturais e psicossociais no modo como conceituam esse indicador de saúde, ou mesmo são mais pessimistas sobre a própria saúde do que os brancos 10,29. Ao considerarem em sua avaliação as suas piores condições de vida social, experiências de privação material ou de racismo social ao longo da vida, tendem a percebe a própria saúde mais negativamente 7,27. Ou seja, os efeitos diretos da raça sobre esse indicador podem decorrer indiretamente dos diferenciais socioeconômicos individuais e contextuais presentes nos negros 10,29.

Por outro lado, os estudos que não observam associação da cor/raça autorreferida e autoavaliação de saúde de idosos assumem que baixos níveis de renda e escolaridade determinam mais fortemente o estado de saúde do que valores culturais associados à raça 15,30. Entre brasileiros com vinte anos ou mais, já se observou que tais fatores têm papel mais relevante no estado de saúde autorreferido do que a cor/raça não branca 31,32.

Tem-se amplamente reconhecido que em idosos a ocorrência de condições crônicas tornou-se mais comum 27,33,34, aumentando a demanda por serviços médicos e sociais 27,33,34. Entre idosos brasileiros, a prevalência de pelo menos uma morbidade crônica também aumentou segundo variáveis socioeconômicas 34,35. Contudo, para os grupos raciais dessa população, tais prevalências ainda são desconhecidas. Neste estudo, verificou-se elevada prevalência de doenças crônicas nos três grupos raciais, mas a prevalência nos idosos pretos foi mais acentuada do que nos outros grupos (Tabela 3).

Em outros países, a variável cor/raça apresenta associação positiva e independente com o número de afecções crônicas entre idosos 22,27. No Brasil, essa associação, além de ser questionada 3,13, ainda não é conhecida com os dados da PNAD. Nosso estudo revela que o idoso preto apresenta maior número de morbidades crônicas, mesmo após ajuste pelos fatores de confusão. Outros estudos brasileiros também têm verificado diferenças raciais na presença de comorbidades crônicas e estimativas ajustadas de magnitude semelhante para cor/raça preta na população adulta das PNAD 2003 33 (RP = 1,04; IC95%: 1,01-1,07) e 2008 34 (RP = 1,06; IC95%: 1,05-1,08).

Estudos atribuem esse fato à desigual exposição a fatores de risco entre os grupos raciais ao longo dos ciclos de vida 6,7 em que as características individuais e contextuais influenciam a adoção de comportamentos saudáveis ou prejudiciais à saúde 36. Esses fatores variam entre os grupos raciais e favorecem a ocorrência de diferenças raciais nas estimativas de doenças crônicas 27,36. Assim, é possível que o indivíduo preto apresente maior número de condições crônicas quando idoso por conta de essa condição estar associada aos grupos sociais mais vulneráveis 9,27,33,34,35,36.

Semelhante a outros estudos, esta pesquisa avalia a incapacidade funcional de idosos pela atividade da vida diária 6,9,29,37. Em alguns estudos, o papel explicativo da cor/raça sobre o declínio funcional de idosos é controverso. Nos Estados Unidos, a raça explica o declínio funcional de idosos, mesmo após ajuste pelas variáveis socioeconômicas 29,38. Porém, na Inglaterra e no Brasil essa associação ainda não foi observada 6,9,16. Nossos achados concordam com os trabalhos que indicam o efeito protetor da cor/raça parda e preta para a manutenção do estado funcional de idosos. Entre esses, destacam-se o estudo com idosos da cidade de São Paulo, em que negros e mulatos tiveram chance 26% menor de referir declínio funcional 9; o estudo com a PNAD (2003), em que idosos pretos e pardos tiveram menor chance (0,28, 0,18 a 0,07) de evoluírem nos três níveis de incapacidade 16 e o estudo com idosos ingleses não brancos que tiveram chance 36% menor de terem limitações funcionais 6.

Segundo alguns autores, a associação da cor/raça com o declínio funcional não ocorrer na direção esperada deve-se à menor expectativa de vida entre os indivíduos pretos e pardos com piores níveis socioeconômicos 11,39,40. Isso leva o grupo atual de idosos negros a ter menor chance de declínio funcional devido à desigual sobrevivência entre os grupos raciais avaliados. Esse fenômeno também foi demonstrado em um estudo longitudinal de base populacional com 2.969 idosos dos Estados Unidos 11. Os autores atribuíram ao viés de sobrevivência a perda da associação da raça com o declínio funcional após ajuste pelos fatores socioeconômicos em ambos os sexos 11.

No Brasil, o padrão de classificação racial combina aspectos fenótipos e socioeconômicos 22,41. Estudos reconhecem que as categorias raciais não são homogêneas, que indivíduos nem sempre pertencem aos grupos raciais de modo definitivo 41 e que há divergências no sistema classificatório proposto pelo IBGE e pelo movimento negro brasileiro 3,22,42. A divergência é gerada pela presença dos pardos, que podem pertencer tanto ao grupo dos brancos quanto ao dos pretos. Essa instabilidade racial é uma das limitações da autoclassificação racial em nosso país 3,42. O movimento negro brasileiro reivindica a inclusão de pardos e pretos na categoria negra. Embora a classificação binária tenha se tornado amplamente aceita pela mídia, não é unânime entre formuladores de políticas públicas, acadêmicos e pesquisadores 3,22,42.

Nesta pesquisa, observou-se que na análise ajustada, quando se avaliou conjuntamente pretos e pardos, a cor/raça negra permaneceu associada à autorreferência de pior estado de saúde e à manutenção do estado funcional, mas com magnitudes de associação menores do que as encontradas para os pardos nos dois desfechos de saúde. Todavia, para o número de condições crônicas não se manteve a associação positiva da cor/raça negra com esse desfecho, previamente observada nos pretos. Assim, a avaliação dicotômica parece não modificar a análise das características de saúde diferenciadas entre idosos brancos, pardos e pretos, mas parece induzir à ausência de claras distinções entre vários grupos raciais de idosos brasileiros ou mesmo encobrir desigualdades operadas e criadas entre esses grupos 22,42.

Dentre as limitações desse estudo, destaca- se o intrínseco delineamento transversal, que impossibilita verificar temporalidade e a direção das associações observadas com algumas das variáveis socioeconômicas e demográficas incluídas nos modelos. Para o estudo da associação entre os desfechos avaliados e cor/raça, no entanto, o corte transversal não altera a validade da pesquisa, já que a classificação racial permanece mais estável ao longo da vida.

Deve-se ressaltar que, na análise dos dados da PNAD, é possível a ocorrência de viés de prevalência e de sobrevivência, uma vez que idosos de pior status socioeconômico apresentam menor sobrevida 9,11,35,39,40. Isso levaria a viés de seleção dos idosos que compõem os grupos raciais mais vulneráveis. Outra limitação seria a influência do tamanho amostral desta pesquisa, o que tornou diferenças entre as estimativas, muitas vezes mínimas, em estatisticamente significante, e exige que esses diferenciais raciais sejam avaliados por sua relevância e significado sociopolítico da questão racial no contexto brasileiro 13,22.

Para alguns autores, as associações significantes estimadas neste estudo podem decorrer de um confudidor não mensurado nos modelos 3,13 e que a associação observada entre as categorias raciais e os desfechos de saúde parece estar influenciada pelas limitações existentes nos termos, conceitos e métodos, recorrentemente citadas como capazes de fragilizar e subestimar os resultados dos estudos com foco racial 3,12,13.

Entretanto, essas limitações não devem desestimular a reflexão sobre as desigualdades raciais em saúde, pois os resultados deste estudo foram obtidos por uma amostra representativa e probabilística da população idosa de todas as regiões do Brasil. Essa amostra é suficiente para permitir estimativas de boa precisão para tal população 14. Neste trabalho, só foram incluídos idosos que autorreferiram sua cor/raça nas categorias recomendadas pelo IBGE 1, reduzindo a influência de viés de informação na classificação das categorias raciais.

Ademais, deve-se considerar que a análise estatística dos desfechos foi ajustada pelos principais fatores comumente associados aos indicadores de saúde de idosos, utilizando nível de significância mais restrito (α = 0,01), a fim de obter estimativas de maior precisão. Apesar desses cuidados, as estimativas de ajuste dos modelos indicaram que as variáveis estudadas explicam pouco a variação de cada desfecho, sugerindo que outros fatores devam ser considerados na explicação dos desfechos investigados.

Destaca-se a relevância do uso simultâneo de medidas objetivas e subjetivas de saúde nesta pesquisa. Essas medidas sugerem impactos variados da cor/raça sobre as três dimensões de saúde avaliadas, revelando que o efeito dessa variável sobre uma dimensão pode não se refletir necessariamente em outra 14.

Portanto, os resultados sugerem a presença de desigualdades raciais na saúde e nas condições gerais de vida de idosos brasileiros. Indicam que os idosos pretos e pardos formam um grupo vulnerável e vivenciam o envelhecimento em sobreposição de riscos. A despeito das controvérsias sobre a questão racial no Brasil, a variável cor/raça explicou parcialmente a saúde dos idosos. Entretanto, outras desigualdades socioeconômicas – relacionadas à escolaridade, atividade econômica e renda – tiveram efeito mais importante na saúde dos idosos avaliados. Mesmo assim, essas desigualdades raciais se revelam um desafio para sistemas de saúde baseados em princípios de equidade e inseridos em contexto de rápida transição demográfica e epidemiológica, estimulando-se o uso dessa variável nas análises de saúde de idosos brasileiros.

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