Saúde Pública - Desigualdades geográficas e sociais no acesso aos serviços de saúde no Brasil: 1998 e 2003 Desigualdades geográficas e sociais no acesso aos serviços de saúde no Brasil: 1998 e 2003
Geographic and social inequalities in the access to health services in Brazil: 1998 and 2003
Claudia TravassosI; Evangelina X. G. de OliveiraII; Francisco ViacavaI
IDepartamento de Informações em Saúde DIS/CICT/Fiocruz. Av. Brasil 4365, Manguinhos, 21045-900, Rio de Janeiro RJ. claudia@cict.fiocruz.br
IICoordenação de Geografia, IBGE
Palavras-chave: Eqüidade, Acesso, Utilização, Serviços de saúde, PNAD
Key words: Equity, Access, Utilization, Supply, PNAD
Acesso refere-se à possibilidade de utilizar serviços de saúde quando necessário. O Sistema Único de Saúde (SUS), como ocorre com os sistemas de saúde de vários países europeus, orienta-se pelo princípio de acesso universal e igualitário. O princípio constitucional de justiça social nos serviços de saúde pode ser traduzido em igualdade no acesso entre indivíduos socialmente distintos.
Acesso expressa características da oferta que facilitam ou obstruem a capacidade das pessoas usarem serviços de saúde quando deles necessitam. Barreiras de acesso originam-se das características dos sistemas e dos serviços de saúde. A disponibilidade de serviços e sua distribuição geográfica, a disponibilidade e a qualidade dos recursos humanos e tecnológicos, os mecanismos de financiamento, o modelo assistencial e a informação sobre o sistema são características da oferta que afetam o acesso. O padrão de eqüidade no acesso varia muito entre países e há maior eqüidade no acesso em países com seguro público, comparativamente aos países com sistemas estruturados com base em seguros privados1.
No modelo de utilização de Andersen2, os fatores capacitantes, que se referem aos meios disponíveis para as pessoas obterem o cuidado de saúde de que necessitam, indicam a existência de desigualdades sociais no acesso aos serviços de saúde. A renda, por exemplo, é um fator capacitante que, quando presente na explicação do padrão de utilização de serviços de saúde da população, indica que a utilização varia segundo os recursos financeiros das pessoas. Barreiras financeiras ao atendimento são geradas pelo modo de financiamento do sistema de saúde.
Estudo recente3 comparou o acesso aos serviços de saúde entre países da Organization for Economic Cooperation and Development (OECD) e a existência de desigualdades de renda no acesso em cada país. O acesso variou expressivamente entre os países e aproximadamente metade deles não apresentou desigualdades entre os grupos de renda. As desigualdades de renda foram mais freqüentes e mais acentuadas no acesso aos médicos especialistas do que aos médicos generalistas. As maiores desigualdades de renda no acesso, em favor dos mais ricos, foram detectadas no México e nos Estados Unidos, países sem acesso universal.
No Brasil, pesquisa com dados de 19894, portanto anterior à implantação do SUS, mostrou uma situação de marcadas desigualdades sociais no acesso aos serviços de saúde no país. O padrão observado foi que a prevalência de morbidade referida aumentava com a renda familiar per capita, porém a taxa de utilização de serviços de saúde diminuía. Assim, os que mais necessitavam utilizavam menos serviços de saúde. Desigualdades foram também observadas entre as grandes regiões do país. As pessoas residentes nas regiões mais desenvolvidas apresentavam maiores taxas de utilização de serviços do que as residentes nas regiões menos desenvolvidas. Entretanto, a capacidade de produzir serviços de saúde em âmbito das regiões não se mostrou associada à presença de desigualdades sociais nas taxas de utilização de serviços de saúde de seus residentes. As regiões Sul e Nordeste, apesar de diferirem marcadamente nas taxas de utilização, mostraram padrões bastante semelhantes de desigualdade social na utilização de serviços de saúde4.
Vários estudos realizados com dados referentes à década de 1990 demonstraram que, no Brasil, o acesso e a utilização de serviços de saúde permaneciam bastante desiguais entre os grupos sociais5, 6, 7, 8.
Tendo em vista a disponibilidade de informação de base populacional em âmbito nacional para 2003, buscou-se, com este estudo, avaliar o padrão das desigualdades geográficas e sociais no acesso aos serviços de saúde no Brasil e compará-lo com o padrão existente em 1998.
Foi realizado estudo de corte transversal sobre as desigualdades sociais e geográficas no acesso aos serviços de saúde em 1998 e 2003.
Analisaram-se os microdados dos suplementos da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD), aplicada pelo IBGE, em 19989 e em 200310. A amostra da PNAD é representativa da população residente em domicílios particulares nos estados da Federação, que continha cerca de 350 mil pessoas em 1998 e 385 mil pessoas em 2003, e não inclui a população residente na área rural da região Norte. A amostra é estratificada com até três estágios de seleção em cada estrato11.
Em razão dos diferenciais nas características da população e da oferta de serviços entre os estratos rurais e urbanos, a população rural foi excluída da análise. No Brasil, a legislação define como urbanas as áreas das cidades (sedes dos municípios), das vilas (sedes distritais) e das áreas urbanas isoladas. As áreas rurais são aquelas situadas fora desses limites. A delimitação do perímetro das áreas urbanas é atribuição dos municípios, o que implica a possibilidade de grande variação nos critérios utilizados e até mesmo na sua atualização. Assim, é possível encontrar áreas legalmente definidas como urbanas que ainda não foram de fato urbanizadas, e outras que, embora ainda definidas como rurais, já foram urbanizadas. Neste estudo, optou-se por analisar a população residente em áreas urbanas "de fato", que foi definida como aquela residente em "área urbanizada de cidade ou vila" (tipo 1), "área urbana isolada" (tipo 3) e "aglomerado rural de extensão urbana" (tipo 4), considerando os tipos de situação definidos pelo IBGE12. A classificação adotada distingue-se da utilizada na publicação dos dados por excluir da população urbana as pessoas residentes em "área não-urbanizada de cidade ou vila" (tipo 2) e incluir as pessoas residentes em áreas classificadas como tipo 4, que, pela definição legal, são parte da população rural.
A análise foi desagregada por idade: crianças de 0 a 9 anos de idade e pessoas com 10 ou mais anos de idade; e por unidades da federação e grandes regiões.
O acesso foi medido pela variável proxy – utilização de serviços. A igualdade na utilização de serviços de saúde foi testada entre os grupos sociais e as áreas geográficas. As análises sobre desigualdades sociais na utilização de serviços de saúde foram controladas por necessidades de saúde para evitar viés de confundimento. A variável de necessidade de saúde empregada foi restrição de atividades rotineiras por motivo de saúde nos 15 dias que antecederam a entrevista. Foram excluídas do estudo as pessoas que não referiram restrição de atividades. A exclusão das pessoas que não referiram morbidade buscou também melhorar a magnitude dos efeitos das variáveis sociais e geográficas na utilização de serviços de saúde, dada a força da associação entre a utilização de serviços de saúde e as variáveis de necessidades13.
A variável dependente – uso de serviços de saúde – foi criada como variável dicotômica (usou / não usou). As pessoas que usaram são aquelas que responderam positivamente à pergunta sobre terem sido atendidas em serviço de saúde nas duas semanas anteriores à realização da pesquisa (na primeira ou última vez que procuraram); e as pessoas que não usaram são aquelas que não procuraram serviços no período de referência da pesquisa ou que procuraram, mas não foram atendidas. Foram considerados todos os tipos de serviço incluídos nas alternativas: farmácia, posto ou centro de saúde, consultório médico particular, consultório odontológico, consultórios de outros profissionais de saúde (fonoaudiólogos, psicólogos, etc.), ambulatório ou consultório de empresa ou sindicato, ambulatório ou consultório de clínica, pronto-socorro ou emergência, hospital, laboratório ou clínica para exames complementares, atendimento domiciliar.
As variáveis sociais testadas foram:
1) Renda familiar per capita, calculada pela divisão do valor do rendimento mensal familiar que exclui os rendimentos dos agregados, pensionistas, empregados domésticos, parentes dos empregados domésticos e pessoas de menos de 10 anos de idade pelo número de componentes da família. Os valores foram transformados em múltiplos do salário mínimo vigente no ano das pesquisas (R$ 130,00 em 1998 e R$ 240,00 em 2003), e categorizados em três classes14: até 0,74SM; 0,75 a 1,99SM; e 2SM ou mais. A categoria de referência nos modelos estatísticos foi a de menor renda.
2) Escolaridade, calculada em anos de estudo completos categorizados em 3 classes: até 4, 5, de 4,5 a 8 e 9 ou mais anos de estudo. Nas crianças de 0 a 9 anos, a escolaridade da mãe foi a variável utilizada. A categoria de referência foi a de menor escolaridade.
Para quantificar o erro amostral em função da dimensão da estimativa, o IBGE disponibiliza com os microdados da PNAD tabelas contendo os coeficientes de variação (CV) das estimativas para cada área geográfica. Quanto maior o CV, maiores as chances de erro dessas estimativas e dos modelos nelas baseadas.
Como os CV divulgados pelo IBGE estão referidos à população expandida, foi necessário expandir as observações referentes às células resultantes do cruzamento da variável "uso de serviços de saúde" com as variáveis escolaridade e renda familiar. Para cada recorte geográfico (Brasil, Região e UF), o menor valor observado nas células foi confrontado com a tabela de CV, obtendo-se, assim, os valores mínimo e máximo dos CVs associados ao tamanho de população estimada. Os registros sem informação foram excluídos desta análise.
Aplicou-se o critério de aceitar apenas as áreas com células correspondendo a CV menor que 35% em 2003. Este valor foi fixado com base no maior CV para o país como um todo, que foi observado na população de crianças menores de 10 anos.
Os CV variaram entre as áreas geográficas. Para o Brasil, na população de 10 anos e mais, com restrição de atividades, o CV variou entre 7,8% e 5,8% em 2003, e entre 10,2% e 7,6% em 1998. Na população com menos de 10 anos, variou entre 35,0 e 30,9% em 2003, e entre 27,0% e 20,2% em 1998. Nas grandes regiões, os CV foram bastante distintos. Para os que tinham 10 anos ou mais em 2003, os valores extremos corresponderam às regiões Sudeste (13,5% e 12,1%) e Norte (24,9% e 18,1%). Neste grupo, em 1998, os menores CV ocorreram na região Nordeste e os maiores, no Norte. Nos estados, apenas Minas Gerais, São Paulo e Rio Grande do Sul atenderam ao critério estabelecido. Os demais estados não foram incluídos na análise das desigualdades.
Nas crianças com menos de 10 anos, o CV para o Brasil variou entre 35,0% e 30,9% em 2003, e entre 27,0% e 20,2% em 1998. Os dados para este grupo populacional não suportam análises em níveis maiores de desagregação (Tabela 1).
Os modelos de uso de serviços de saúde testados foram controlados por idade (variável contínua) e por sexo. Os homens representaram a categoria de referência. A probabilidade de uso do serviço de saúde ajustada por idade e sexo, para residentes nos diversos recortes geográficos e grupos sociais, foi estimada por regressão logística. Razão de chance diferente de 1 expressa a presença de desigualdade geográfica ou social. O intervalo de confiança foi de 90%. O primeiro modelo foi ajustado para o Brasil sem incluir as grandes regiões, e o segundo incluiu as grandes regiões. O segundo modelo testou a hipótese nula de igualdade geográfica no acesso, isto é, igualdade entre as grandes regiões. Os modelos subseqüentes replicaram o primeiro modelo desagregado por recortes geográficos – grande região e UF. Esses modelos testaram a hipótese nula de igualdade no acesso entre os grupos sociais, isto é, igualdade intra-regional.
Todas as análises foram realizadas com o programa de domínio público R15, utilizando a função svyglm da biblioteca survey16, descrita em Lumley17, que corrige o efeito de desenho da amostra. O uso de probabilidades diferenciadas na seleção da amostra implica a necessidade de se ponderar as observações. Foram utilizados pesos normalizados18.
Em 2003, para o conjunto da população adulta urbana, a taxa de utilização era de 17,8% (13,4% em 1998) e para o conjunto das crianças era de 16,1% (14,4% em 1998).
Em 2003, na população brasileira urbana de 10 anos ou mais de idade, a prevalência de restrição de atividades rotineiras por motivo de saúde nos 15 dias que antecederam a entrevista era de 6,7% (6,4% em 1998); e, nas crianças até 10 anos, era de 7,8% (6,3%, em 1998). A taxa de utilização nessas populações era de 61,9% (59,7% em 1998) e de 67,3% (64,6% em 1998), respectivamente.
No Brasil, nas pessoas com 10 anos ou mais de idade residentes em áreas urbanas, com restrição de atividades rotineiras por motivo de saúde, há maior proporção de mulheres, de pessoas com baixa escolaridade, menor renda e residentes nas regiões Nordeste e Norte – tabela 2.
A maior proporção de mulheres nas pessoas com restrição de atividades por motivo de doença permaneceu estável em ambos os anos analisados – cerca de 60%. A distribuição da população com 10 anos ou mais de idade e com restrição de atividades, segundo grandes regiões, mostrou-se também muito semelhante nos anos analisados, com maior concentração na região Sudeste (42,6% em 2003 e 43,6% em 1998) e menor concentração nas regiões Norte e Centro-Oeste (cerca de 8% em ambos os anos). No entanto, observaram-se diferenças no período de estudo em relação às variáveis sociais. Em relação à escolaridade das pessoas com restrição de atividades, houve uma diminuição da proporção de pessoas de 0 a 4 anos completos de estudo em 2003 (49%) em relação a 1998 (54,8%). No que tange à renda familiar per capita, a variação no período deu-se em sentido contrário: a proporção de pessoas na menor classe de renda – de 0 a 0,75SM – que era 31,7% em 1998, aumentou para 42,8% em 2003 (Tabela 2).
Diferentemente dos adultos, nas crianças menores de 10 anos de idade com restrição de atividades por motivo de saúde houve predomínio do sexo masculino – 52,7% em 2003 e 54,1% em 1998. Com relação à escolaridade das mães, constatou-se uma melhora. Houve um aumento na proporção de crianças com restrição de atividades com mães na classe de escolaridade mais alta (cerca de 36,0%), em comparação a 1998 (29,0%); e uma menor proporção (32,3%) de crianças com mães na menor faixa de escolaridade em relação a 1998 (24,5%). Como nos adultos, também houve variação em relação à renda: em 1998, na classe de renda familiar per capita inferior a 0,75SM, a proporção de crianças com restrição era 50,1% e aumentou para 64,5% em 2003 (Tabela 2).
As chances de uso de serviços de saúde da população urbana com 10 anos ou mais de idade com restrição de atividades aumentaram com a escolaridade e com a renda, o que denota um padrão de marcadas desigualdades sociais presente em 1998 e 2003. No entanto, observou-se uma tendência de redução das desigualdades no período estudado. As pessoas da classe de maior renda, em 2003, tinham 59,5% a mais de chance de usar serviços de saúde do que aquelas da classe de menor renda. Esta diferença era de 66,4% em 1998. Redução desse diferencial também ocorreu na classe de renda intermediária (36,3% em 2003 e 40,8% em 1998). A redução do efeito da escolaridade na chance de usar serviços de saúde foi ainda mais marcada. Nas pessoas com 9 anos ou mais de escolaridade, a chance de uso era 20,9% maior do que a das pessoas de menor escolaridade em 2003. Em 1998, havia um gradiente em que as pessoas com 9 anos ou mais de escolaridade apresentavam 32,4% a mais de chance, e as pessoas com 5 a 8 anos de escolaridade 14,0% a mais de chance do que as pessoas com menos de 5 anos de escolaridade (Tabelas 3 e 4).
No segundo modelo, que incorpora as grandes regiões, observaram-se marcadas desigualdades geográficas. Em ambos os anos, as pessoas residentes nas regiões Sudeste e Sul apresentaram maiores chances de uso de serviços de saúde do que os residentes nas demais regiões. Comparativamente ao Sudeste e ao Sul, as chances de uso são menores na região Norte (45% menos chance), no Nordeste (40% menos chance) e no Centro-Oeste (23% menos chance). Em 1998, as chances de uso de serviços dos residentes das regiões Norte (33% menos chance) e Nordeste (35,5% menos chance), com relação às regiões Sudeste e Sul, eram um pouco melhores do que em 2003 (Tabelas 3 e 4).
Os modelos desagregados por região analisaram as desigualdades sociais intra-regionais. A região Sul foi a que apresentou maior desigualdade social nas chances de uso de serviços de saúde entre seus residentes.
A chance de uso de serviços dos moradores da região Sul que pertencem à classe mais alta de renda foi 94,8% maior do que a daqueles na classe mais baixa. No caso do Nordeste, esta chance foi 69,1% e no Centro-Oeste 44,4% maior. No Sudeste e no Norte não houve diferença a favor das pessoas na maior classe de renda. Entretanto, no Sudeste, as pessoas na classe de renda intermediária apresentaram chance 32% maior de uso de serviços do que as pessoas nas outras classes de renda.
Apenas as regiões Norte e Sudeste apresentaram desigualdades nas chances de uso de serviços por escolaridade. Pessoas com maior escolaridade 9 anos ou mais apresentaram chances maiores 38% e 28,1%, respectivamente (Tabela 3).
Em 1998, o padrão de desigualdade social no uso era diferente, sendo o Nordeste uma das regiões com maior desigualdade social na utilização segundo a renda e a escolaridade. O maior diferencial nas chances de uso de serviços de saúde nessa região era entre as pessoas com maior escolaridade, que apresentavam chance de 56,4% maior de uso do que as pessoas de baixa escolaridade.
Na região Sul, também caracterizada por marcadas desigualdades sociais, diferentemente de 2003 – quando a desigualdade social no uso era definida pela renda –, em 1998 essa desigualdade era definida pela escolaridade e a chance de uso era 88,8% maior para as pessoas de maior escolaridade.
Em 1998, nas regiões Norte e Sudeste, a escolaridade não afetava as chances de uso, mas a diferença a favor da classe de renda mais alta era de 99,3% e 54,4%, respectivamente (Tabela 4).
Nos modelos desagregados por estado, Minas Gerais e São Paulo replicavam o padrão do Sudeste, com influência positiva da escolaridade e da renda na chance de uso de serviços de saúde. O Estado do Rio Grande do Sul também refletia o padrão da região Sul de maior chance de uso de serviços para as pessoas nas mais altas faixas de renda. No entanto, aqui a desigualdade era extremamente acentuada: chance 146% maior das pessoas de maior renda em comparação com as pessoas de menor renda.
Em 1998, em Minas Gerais a escolaridade dos residentes aumentava a chance de uso, enquanto em São Paulo mantinha-se o padrão regional de influência positiva apenas para a renda. No Rio Grande do Sul, novamente, o padrão regional de influência da escolaridade era também extremamente acentuado: chance 122% maior para as pessoas com 9 anos ou mais de escolaridade (Tabela 5).
Em 2003, nas crianças menores de 10 anos de idade com restrição de atividades, residentes em áreas urbanas do país, as chances de uso de serviços de saúde aumentaram gradualmente com o aumento da renda familiar per capita. As crianças pertencentes a famílias na maior classe de renda tiveram chance 42,6% maior de uso do que aquelas de famílias de menor renda, e as de renda na classe intermediária tiveram chance 26,7% maior. A escolaridade da mãe também impactou po-sitivamente o uso de serviços, mas apenas no grupo de 5 a 8 anos de escolaridade (20,9%). Em 1998, apenas a renda aparecia associada ao uso de serviços de saúde, mas os diferenciais nas chances de uso eram mais marcados do que em 2003 (52,4% na classe de maior renda e 39,8% na classe de renda intermediária) (Tabela 6).
Como observado em outros países, no Brasil, a distribuição da morbidade, medida pela restrição de atividades por motivo de saúde, mostrou marcado gradiente social e geográfico tanto nas crianças como nos adultos residentes em áreas urbanas. Este estudo reafirmou também um outro padrão: o acesso aos serviços de saúde no país é fortemente influenciado pela condição social das pessoas e pelo local onde residem. Desigualdades sociais no acesso não se observam em todos os países e expressam as particularidades do sistema de saúde de cada local.
No Brasil, as desigualdades sociais no acesso permaneceram presentes no período estudado, tanto nas crianças como nos adultos. No geral, verificou-se que a renda influenciou mais o acesso do que a escolaridade. Em particular, a renda mostrou-se fator importante no acesso aos serviços de saúde das crianças. Apesar da permanência de desigualdades sociais no acesso aos serviços de saúde, houve uma tendência de redução de sua magnitude no país como um todo.
Notou-se que o local de residência afeta o acesso, que melhora com o grau de desenvolvimento socioeconômico da região. Os residentes nas regiões Sudeste e Sul tiveram maior acesso do que os residentes nas outras regiões. Entre 1998 e 2003, houve melhora no acesso em todas as regiões, com exceção da região Norte. No entanto, contrariamente à diminuição das desigualdades sociais no acesso, as desigualdades geográficas pioraram no período de estudo. O diferencial no acesso entre os residentes das regiões Norte e Nordeste e os residentes das regiões Sudeste e Sul aumentou, isto é, a melhora observada no acesso foi maior nas regiões mais desenvolvidas.
Por outro lado, o padrão de desigualdades sociais variou nas grandes regiões e nos estados, e não foi o mesmo nos anos estudados. A região Sul, uma das mais desenvolvidas do país, apresentou nível de desigualdade social extremamente alto, e o estado do Rio Grande do Sul destacou-se, entre os estados analisados, pela magnitude das desigualdades sociais no acesso. É interessante destacar que as regiões Norte e Nordeste, nas quais a melhora do acesso foi menor, mostraram maior redução nas desigualdades sociais.
Estudo4 citado na introdução deste artigo, que empregou dados da PNSN de 1989, apontou resultados muito semelhantes. Em particular, já indicava a dissociação entre as desigualdades regionais e as desigualdades sociais, isto é, não havia uma relação entre melhor acesso e menor desigualdade social no acesso. O caso mais evidente foi o da região Sul que, mesmo sendo uma das regiões mais ricas do país, apresentava forte desigualdade social no acesso.
Analisando-se em detalhe as taxas de utilização de serviços de saúde nas pessoas com 10 anos e mais com restrição de atividades em 2003, observou-se que as desigualdades verificadas na região Sul caracterizavam-se por taxa de utilização expressivamente maior (75,9%) no grupo de renda mais alta, do que aquela observada na região Sudeste para o mesmo grupo de renda (69,2%). Inversamente, no grupo de mais baixa renda, verificou-se taxa inferior de utilização nos residentes dessa região (60,0%) quando comparados aos da região Sudeste (63,3%).
Já na região Norte, a maior igualdade social estava representada por taxas de utilização bem inferiores à média nacional nos três grupos de renda: 50,1% no grupo de menor renda; 51,9% no grupo de renda intermediária e 55,9% no grupo de maior renda. Comparando-se os anos de 2003 e 1998, nessa região, verificou-se que a melhora das desigualdades sociais no acesso ocorreu por expressiva redução das taxas de utilização nos grupos de renda intermediária e alta. O único grupo que não apresentou redução nessa taxa no período foi o grupo de baixa renda.
Dessa forma, constatou-se que a maior desigualdade social na região Sul caracterizava-se por grande polaridade na possibilidade de usar serviços de saúde, quando necessário, entre os mais ricos e os mais pobres, e que a maior igualdade social na região Norte estava associada a baixas taxas de utilização em todos os grupos de renda. Como houve uma concentração de renda entre 1998 e 2003 9, 10, particularmente intensa na região Norte, pôde-se inferir, pelos resultados deste estudo, que a política de saúde nessa região conseguiu incluir um maior número de pessoas de baixa renda ao não diminuir o acesso aos serviços de saúde nesse grupo.
As grandes variações nas taxas de utilização e na sua distribuição entre os grupos sociais e nas grandes regiões indicaram que as políticas de redução de iniqüidades no acesso aos serviços de saúde devem ser sensíveis a essa diversidade. Para reduzir as iniqüidades no acesso aos serviços de saúde no Brasil, é necessário aumentar a taxa média de utilização de serviços nas regiões que apresentam taxas abaixo da média nacional, como a região Norte, e, ao mesmo tempo, garantir sua distribuição igualitária entre os grupos sociais. Por outro lado, em regiões com bom nível de acesso aos serviços de saúde, mas altamente concentrado nos grupos de maior renda, como a região Sul, o foco das políticas deve estar voltado para melhorar sua distribuição social.
O SUS orienta-se por princípios constitucionais que garantem a universalidade no acesso aos serviços de saúde. Entretanto, fatores da oferta moldam o desenho do sistema em cada localidade, dando-lhe características particulares. Por exemplo, a cobertura por plano de saúde reduz barreiras financeiras no momento do consumo e aumenta o acesso. Porém, sua distribuição na população é muito seletiva, tanto do ponto de vista geográfico como social. As coberturas são maiores nas áreas mais desenvolvidas e entre as pessoas de maior renda7. A participação do setor de saúde suplementar em cada área influenciará expressivamente o padrão de desigualdades sociais no acesso. Essas desigualdades serão minimizadas na dependência da disponibilidade e organização dos serviços, recursos humanos e equipamentos no âmbito do setor público em cada região. Pesquisas futuras devem se voltar para estudar mais detalhadamente os fatores que explicam as particularidades do acesso em cada região.
Na interpretação dos resultados deste estudo, é importante ressaltar que a diminuição do efeito da escolaridade sobre a utilização de serviços de saúde, observada em quase todas as regiões, pode estar associada ao aumento do nível de escolaridade da população ocorrido entre 1998 e 20039, 10.
O fato de a maior classe de renda familiar per capita na região Sudeste, bem como nos estados de Minas Gerais e São Paulo, ter deixado de apresentar chances de uso diferentes da menor classe de renda em 2003 não é facilmente explicável. Em particular, por ter permanecido um efeito positivo na segunda classe de renda, o que indica a presença de barreiras financeiras no acesso aos serviços. Ressalta-se também que é na faixa de mais alta renda que a região Sul e o estado do Rio Grande do Sul apresentam as mais gritantes desigualdades no uso de serviços no país.
Este estudo analisou a utilização de serviços de saúde em geral, que, no caso do Suplemento Saúde da PNAD 1998 e 2003, inclui o atendimento realizado em farmácia. Apesar de a farmácia não corresponder a um serviço realizado por profissional habilitado para diagnosticar e tratar problemas de saúde, sua inclusão foi mantida de forma a permitir uma melhor estimativa do volume geral de atendimentos aos problemas de saúde nos quinze dias que antecederam à entrevista. A baixíssima proporção da farmácia como tipo de serviço utilizado (1,1%) nos dois anos analisados e a pequena variação nessa proporção sugerem que sua inclusão no estudo não introduziu erro nas comparações entre os subgrupos populacionais estudados.
Um dos objetivos iniciais deste estudo analisar as desigualdades sociais entre os estados não pôde ser cumprido devido a limitações nos dados da PNAD para estudos sobre utilização de serviços de saúde em âmbito estadual. Essas limitações devem-se, particularmente, aos altos coeficientes de variação (CV) das estimativas para recortes geográficos menores que o nacional. Como os estudos sobre desigualdades sociais na utilização de serviços de saúde exigem ajuste das medidas por necessidade, idade e sexo19, necessita-se de grande volume de observações para garantir a confiabilidade das estimativas. No caso deste estudo, a variável de morbidade referida empregada, "restrição de atividades por motivo de saúde nos 15 dias que antecederam à entrevista", tem uma prevalência de cerca de 6,5% nos maiores de 10 anos de idade, o que resulta em números muito pequenos na amostra, à medida que se reduz o âmbito geográfico de análise. Como o plano amostral da PNAD não foi construído com o objetivo de avaliar a utilização de serviços de saúde, somente puderam ser incluídos neste estudo estados populosos como São Paulo, Rio Grande do Sul e Minas Gerais, que apresentaram coeficientes de variação mais baixos do que os demais estados.
Os suplementos de saúde da PNAD têm sido de central importância na geração de dados de base populacional na área da saúde. No entanto, na avaliação de desempenho do SUS é importante levar em consideração os níveis estadual e municipal, dada a orientação descentralizada e regionalizada desse sistema, aliada ao fato de o Brasil ser um país marcado por enormes diversidades culturais, sociais e econômicas. As futuras discussões sobre a geração de dados de base populacional sobre saúde devem buscar contornar essas limitações, de modo a permitir maior detalhamento no acompanhamento das políticas de saúde.
C Travassos e F Viacava colaboraram na concepção do estudo, análise dos resultados e redação do artigo. EXG Oliveira colaborou na análise dos dados e na redação do artigo.
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