Fatores associados à realização de consultas médicas de crianças menores de 5 anos
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http://dx.doi.org/10.1590/S1415-790X1999000100006
Factors associated to outpatient care utilization by children (under five years of age)
Antônio Augusto Moura da SilvaI; Uilho Antônio GomesII; Sueli Rosina TonialIII; Raimundo Antonio da SilvaIII
IDepartamento de Saúde Pública, Universidade Federal do Maranhão - UFMA. Rua Barão de Itapary, 155; 65020-070 São Luís, MA - Brasil; E-mail: aasilva@elo.com.br
IIDepartamento de Medicina Social, Faculdade de Medicina de Ribeirão Preto Universidade de São Paulo - USP. Av. Bandeirantes, 3900 14049-900 Ribeirão Preto, SP - Brasil
IIIDepartamento de Saúde Pública, Universidade Federal do Maranhão
Palavras-chave: Pesquisa sobre serviços de saúde. Referência e consulta. Iniqüidade social. Pré-escolar.
Keywords: Health services research. Referral and consultation. Social inequity. Health services research. Child, preschool.
A busca de eqüidade social passa pela identificação de barreiras ao uso dos serviços. Entendendo-se eqüidade como o acesso igualitário de todos os segmentos da população - urbanos e rurais - ao sistema de saúde e às ações preventivas e curativas, pode-se identificar se um sistema de saúde é mais ou menos eqüitativo por meio da mensuração das desigualdades no uso dos serviços de saúde1. Acompanhando-se a magnitude das desigualdades ao longo do tempo pode-se também avaliar se um sistema está tendendo para a eqüidade ou se está se tornando mais seletivo2,3.
Quando os serviços de saúde são oferecidos exclusivamente baseados na lei da oferta e da procura (economia de mercado), sem a intervenção reguladora do Estado, principalmente para as camadas de mais baixa renda, há uma tendência de aumento das desigualdades no uso dos serviços4.
O uso de serviços de saúde depende, em primeiro lugar, da percepção da morbidade pelo indivíduo. A percepção da morbidade e a busca de cuidados médicos tendem a ser socialmente diferenciadas2,5. A percepção de um estado mórbido e a declaração deste pelo entrevistado sofrem uma série de influências de caráter cultural, simbólico, ideológico, educacional e social5.
Segundo Andersen e Newman6 , o uso de serviços de saúde seria resultante de predisposições e conhecimentos a respeito do uso potencial dos mesmos (fatores predisponentes), aliados à habilidade e posse de meios de obter o serviço (fatores facilitadores), em indivíduos que se percebem socialmente doentes ou vulneráveis à doença (fatores relativos às necessidades). Dentre os fatores predisponentes estão os demográficos (idade, gênero), escolaridade, tipo de ocupação, os conhecimentos médicos e hábitos culturais (crenças, valores sobre doenças, atitudes frente aos serviços de saúde). Os fatores facilitadores são a renda, posse de seguro-saúde, gratuidade, acesso, distância e disponibilidade de serviços. Os fatores relativos às necessidades são a morbidade atualmente percebida ou possível de acontecer (importante no caso da busca de serviços preventivos7.
Andersen sugeriu que quando a necessidade (doença) e as variáveis demográficas (gênero e idade) forem os principais fatores associados ao uso dos serviços de saúde, então o sistema pode ser considerado eqüitativo. A existência de barreiras nos fatores predisponentes fala a favor de impedimentos sociais, culturais e comportamentais no uso dos serviços. Dificuldades no uso dos serviços de saúde situadas nos fatores facilitadores indicam a existência de barreiras econômicas, geográficas ou a escassez na oferta de serviços6,8.
No Chile, por exemplo, em 1983, as mães mais jovens, com menor número de filhos, com maior renda e escolaridade fizeram maior uso dos serviços de saúde9. Nos estratos mais pobres, problemas de acesso a serviços de saúde reduziram a atenção ambulatorial às crianças, enquanto no estrato mais rico a demanda dependeu mais da necessidade e esteve mais relacionada às características da doença10. Do mesmo modo, em seis países africanos, em 1988/89, o peso dos fatores predisponentes e facilitadores esteve presente em todos os países analisados, indicando que barreiras culturais, educacionais e econômicas ao uso dos serviços de saúde impediram parte da população de acessá-los. Maiores taxas de consulta foram encontradas para as crianças de mães mais jovens, de maior escolaridade e renda, para os menores de 1 ano, moradores da zona urbana e para aquelas crianças com maiores taxas de morbidade referida. Apesar de altas taxas de morbidade, entre 23% a 68% das crianças não foram levadas à consulta médica8.
Em sociedades nas quais os serviços de saúde são amplamente disponíveis e de boa qualidade, características pessoais como renda e escolaridade passam a ter pouca ou nenhuma influência no consumo destes serviços11. Assim, no Reino Unido, apesar dos mais pobres apresentarem maior morbidade, em virtude do caráter mais igualitário do sistema de saúde britânico, filhos de trabalhadores manuais têm taxas mais elevadas de consultas12. As barreiras de acesso são virtualmente inexistentes13. Entretanto, mesmo tendo maiores taxas de atendimento, os mais pobres recebem atenção de qualidade inferior4,13.
No Brasil, observou-se nas últimas décadas grande crescimento do atendimento ambulatorial, tendo aumentado muito tanto o número de estabelecimentos públicos como o número de consultas, observando-se grande expansão na oferta de serviços, especialmente no Maranhão14. Entretanto, as taxas brutas de consultas médicas anuais por habitante são muito desiguais, quando se consideram as diversas regiões do país, mostrando a extrema iniqüidade do sistema de saúde no Brasil15.
O objetivo do presente estudo é determinar o percentual de utilização de consultas médicas por crianças menores de 5 anos, identificar demanda reprimida e estudar alguns fatores associados à não realização de consultas. Após a implantação do Sistema Único de Saúde (SUS) no Brasil, poucos têm sido os trabalhos desenhados com o objetivo de avaliar a ampliação da cobertura dos serviços de saúde e a redução das desigualdades no acesso ao uso dos mesmos. Pretende-se verificar se a existência de um sistema público universalizado e gratuito tende a proporcionar maior eqüidade e a ser menos regulado pelas leis de mercado, diminuindo a importância dos fatores predisponentes e facilitadores16.
O município de São Luís localiza-se na ilha do Maranhão, ao norte do Estado do Maranhão, tendo uma área de 518 km2. Em 1996, tinha uma população de 781.068 habitantes, com uma taxa geométrica de crescimento anual de 2,3% entre 1990 e 199617. Teve um forte crescimento demográfico ao longo das últimas décadas, apesar do ritmo de crescimento populacional estar desacelerando. A estrutura dos serviços de saúde, especialmente a rede de ambulatórios públicos, aumentou muito nos últimos anos.
Realizou-se estudo transversal, empregando-se amostragem por conglomerados em três estágios. Para a estimativa de prevalências, no cálculo do tamanho amostral utilizou-se a fórmula n= (z2 x p x q) / d2, fixando-se a probabilidade de erro do tipo I em 5% e a precisão absoluta desejada em torno das estimativas em 5%. Após correção para efeito de desenho18, multiplicando-se o valor obtido acima por 2, a amostra necessária foi fixada em 800 crianças. Para a comparação entre grupos, este tamanho amostral tem um poder de 80% para detectar diferenças entre subgrupos acima de 12% para percentuais situados ao redor de 50% e acima de 6% para percentuais situados ao redor de 10% ou 90%. Ou seja, o seu erro é maior para percentuais ao redor de 50% e menor para percentuais situados em torno de 10% ou 90%.
No primeiro estágio foram sorteados 50 setores censitários de forma sistemática, com probabilidade proporcional ao número de domicílios particulares ocupados, com base na listagem ordenada dos setores censitários do Censo de 1991. Por amostragem aleatória simples, os quarteirões foram sorteados no segundo estágio e os domicílios no terceiro estágio. Todas as mães ou responsáveis de crianças menores de 5 anos residentes nos domicílios sorteados foram entrevistadas a partir da aplicação de questionário padronizado. Perdas e recusas representaram 6,8% do total de entrevistas. Alunos de graduação da área da saúde, previamente treinados e supervisionados por docentes, realizaram as entrevistas. A codificação foi checada por dois pesquisadores. A digitação foi realizada em duas cópias, realizando-se depois comparação das duas digitações para correção de erros, no módulo Validate do Epiinfo19.
As seguintes variáveis foram utilizadas na presente publicação: procura por consulta médica nos três últimos meses, realização de consulta médica com finalidade curativa nos três últimos meses, categoria de atendimento (setor público do SUS, setor contratado do SUS, seguro-saúde, particular ou outra), realização de consultas odontológicas no último trimestre e recebimento de suplementação alimentar. Dentre os fatores predisponentes foram investigados: idade e gênero da criança, número de irmãos residindo no domicílio, escolaridade materna (em anos completos de freqüência à escola), ocupação do chefe de família (não manual, manual especializada ou semi-especializada, manual não qualificada ou desempregado) e idade materna. Renda familiar e posse de seguro-saúde (no sentido amplo, abrangendo qualquer modalidade de assistência médica supletiva de pré-pagamento) foram analisados dentre os fatores facilitadores. A necessidade foi avaliada pela morbidade referida nos 3 últimos meses, pelas perguntas: "criança esteve doente nos últimos três meses"? Em caso afirmativo, "que doença teve"? Além disso foi perguntado separadamente a respeito da ocorrência de diarréia, infecção respiratória aguda ou problemas de pele. Em todos os casos a doença foi considerada segundo a definição da mãe.
Apenas as mães que referiram alguma doença nos seus filhos no último trimestre foram consideradas como tendo realizado consultas, pois se pretendia avaliar apenas o uso de atenção médica com finalidade curativa. Se a criança tivesse realizado consulta sem estar doente, foi considerada como não tendo realizado consulta curativa. A investigação relativa a consultas de puericultura foi objeto de outro trabalho20. Como a pergunta sobre morbidade referida e consultas referiu-se aos três últimos meses, as crianças menores de 3 meses foram excluídas, para evitar-se subestimativa da taxa de consultas. Dessa forma, analisaram-se dados de 711 crianças de 3 a 59 meses.
Estimativas de prevalência pontual e por intervalo de confiança de 95% (corrigidas pelo efeito de desenho) foram obtidas no programa CSample do Epiinfo 6.04b19. Razões de prevalências não ajustada e ajustada foram calculadas. O risco foi sempre calculado em relação à categoria basal, considerada a categoria com menor risco para a variável resposta sob análise. No ajuste para fatores de confusão, empregou-se a regressão de Cox modificada para uso em estudos transversais por Breslow, utilizando-se o pacote estatístico SAS. O modelo de regressão de Breslow-Cox produz estimativas diretas da razão de prevalências ajustada e respectivos intervalos de confiança de 95%. A razão de prevalências é uma medida de risco mais adequada para estudos seccionais do que a razão de chances (odds ratio). Deste modo, o modelo de Breslow-Cox é preferível, porque ele estima a razão de prevalências e preserva as virtudes da regressão logística, ou seja, ajuste estatístico para vários fatores de confusão e medida da modificação de efeito, mesmo em amostras de tamanho modesto. Como o evento-resposta analisado, a realização de consulta médica teve alta prevalência, o pressuposto de raridade não é verdadeiro e, deste modo, a razão de chances obtida pelo modelo logístico é um indicador viciado. 21,22,23
Foram utilizados dois processos de modelagem: o modelo completo e o modelo reduzido24. No modelo completo todas as variáveis acima indicadas foram incluídas. A razão de prevalências obtida a partir do modelo completo foi uma estimativa ajustada para todas as outras variáveis analisadas. O modelo reduzido foi obtido pelo módulo em passos, "stepwise" utilizando o processo de seleção para frente, anterógrado. Todas as variáveis associadas com os eventos-resposta a um nível de significância de 0,20 na análise não ajustada foram incluídas no modelo, ficando apenas aquelas que permaneceram associadas a um nível de significância de pelo menos 0,10. A significância de cada variável no modelo foi verificada por meio da razão da máxima verossimilhança, comparando-se o modelo do passo anterior com o modelo atual, incluindo também a variável em questão.
Realizou-se, também, a regressão hierárquica orientada pelos pressupostos teóricos do modelo comportamental de Andersen6. No primeiro passo foram incluídos os fatores predisponentes. No segundo passo foram acrescidos os fatores facilitadores e, no terceiro passo, foi acrescentada a necessidade. Para cada passo foi calculado o qui-quadrado e a contribuição da adição de cada bloco de variáveis no modelo foi verificada pela mudança no qui-quadrado entre passos sucessivos (incremento no qui-quadrado). Todas as variáveis do passo anterior eram incluídas no passo seguinte, sendo no terceiro passo obtido o modelo completo. A razão de prevalências ajustada para cada variável foi aquela referente ao passo no qual a variável foi adicionada pela primeira vez8.
Das 711 mães ou responsáveis pelas crianças de 3 a 59 meses, 704 (99,3%) responderam à pergunta sobre consulta médica para as crianças nos últimos 3 meses. A procura por consultas curativas foi de 67,9% e o índice de realização de consultas foi de 67,2% (Tabela 1). Observou-se que praticamente não houve demanda reprimida, ao contrário do esperado, pois das 478 crianças cujas mães ou responsáveis procuraram consulta para as mesmas, 473 (99%) foram consultadas no último trimestre.
Todas as 473 mães ou responsáveis pelas crianças de 3 a 59 meses que realizaram consulta médica responderam sobre a categoria de atendimento. Observou-se que a maioria foi usuária do SUS, com 74,9%. O atendimento médico particular foi residual, representando apenas 4,6% das consultas. O índice de satisfação com as consultas curativas também foi alto, de 92,2% (Tabela 1).
Apenas 5,5% das 703 crianças entre 3 e 59 meses cujas mães responderam a esta pergunta tiveram assistência odontológica, e apenas 5,6% das 674 crianças de 6 a 59 meses cujas mães prestaram informação estavam inscritas em programa de suplementação alimentar e receberam algum tipo de alimento (Tabela 1). A cobertura da assistência odontológica em crianças na faixa etária de 36 a 59 meses, clientela alvo das ações de prevenção, foi de 11,2%.
Houve diferenças em relação às consultas médicas segundo escolaridade dos pais, renda familiar, ocupação, idade da criança, posse de seguro-saúde e morbidade. As crianças cujos pais tinham freqüentado menos de 4 anos de escola deixaram de realizar consultas em percentual maior que as demais. As de famílias com menor renda, de até 1 salário mínimo, deixaram de realizar consultas médicas em percentual maior (41,7%) que as demais. As não usuárias de seguro-saúde também deixaram de consultar o médico em percentual maior (34,5%), comparadas com as usuárias (22,4%) (Tabelas 2 e 3).
As crianças de 3 e 4 anos deixaram de realizar consultas em percentual maior (39,4%) que as de 1 e 2 anos (27,3%) e menores de 1 ano (26,3%). As crianças que não referiram alguma morbidade nos últimos 3 meses também deixaram de consultar o médico em percentagem mais elevada que as outras (49,2%) (Tabelas 2 e 3). Em suma, características socioeconômicas, a idade da criança e doenças estiveram associadas com a realização de consultas médicas pelas famílias destas crianças na análise não ajustada.
Após o ajuste para fatores de confusão, tanto no modelo completo como no modelo reduzido somente a morbidade esteve associada à realização de consulta curativa. Crianças com idade entre 3 e 4 anos, não possuidoras de seguro-saúde ou com renda familiar até 1 salário mínimo tiveram um risco maior de não ser consultadas, mas as diferenças não foram estatisticamente significantes após o ajuste (Tabelas 2 a 4).
Na regressão hierárquica baseada no modelo comportamental de Andersen, crianças de famílias engajadas em ocupações não qualificadas ou com pais desempregados e crianças sem doença tiveram um risco aumentado de não realizar consultas médicas. Os fatores predisponentes explicaram parte da não realização de consultas (p=0,033). Os fatores facilitadores não foram preditores (x2 = 18,794-18,159, com 12-9 graus de liberdade, fornece um p>0,05). O preditor mais importante da não realização de consultas foi a não necessidade, expressa pela ausência de morbidade referida pela mãe nos 3 últimos meses, pois a diferença entre 49,085 e 18,794 é significante com 1 grau de liberdade (p<0,001) (Tabela 5).
Comparando-se a realização de consultas curativas (67,2%), com a PESN - Pesquisa Estadual de Saúde e Nutrição - (60,7%), realizada em 1991, foi observado aumento não significante no percentual de consultas nos últimos 3 anos em São Luís (p=0,058) 25. A taxa de consultas foi maior do que no Vale do Ribeira, São Paulo, em 1985 (51%)26, no Nordeste, em 1991 (44,4%)27 e no Maranhão em 1991 (35%)25. A taxa de morbidade referida foi alta, 64,6% e pode estar superestimada. As mães podem ter referido episódios mórbidos leves que não representam necessidade real de consulta, o que pode ter elevado esta taxa.
Apesar de se ter utilizado a ordem numérica dos setores censitários do IBGE para a seleção das unidades primárias de amostragem no primeiro estágio, pressupondo uma ordenação implícita, as características socioeconômicas e demográficas obtidas neste inquérito foram comparadas com as tabulações específicas do censo de 1991 para famílias com crianças menores de cinco anos, tendo-se observado que as características foram muito semelhantes e que o pressuposto adotado era verdadeiro. Por isto, foram utilizadas estimativas não ponderadas nesta publicação, pois a diferença observada entre as estimativas ponderadas com base nos dados do censo de 1991 e não ponderadas foi geralmente inferior a 1%.
Da mesma forma como observado na PNAD, em 198128, e no Chile29, a maior parte das consultas de ambulatório foi realizada no setor público (66,2%). O uso de seguro-saúde por menores de cinco anos (18,0%) foi um pouco inferior à taxa da região sudoeste da Grande São Paulo, para menores de 1 ano (22%), em 199630, e superior à do Chile, em 1977 (9%)29.
A alta taxa de satisfação com as consultas (92,2%) foi semelhante à de outros trabalhos, como, por exemplo, o de Kohn e White (95%)31 e superior à de estudo boliviano (75,5%)32. Kohn e White31 referiram que os fatores mais relacionados à insatisfação não diziam respeito à qualidade técnica do serviço prestado, mas estavam relacionados ao tempo de espera, demora para marcação da consulta e tempo de consulta31. Estudos sobre uso de serviços mostram que, na prestação de serviços de saúde, devido ao caráter extremamente especializado da atenção, o usuário não tem plena consciência de suas reais necessidades de serviços, tem poucas condições de escolher os melhores locais para atendimento e de julgar o nível de qualidade técnica do serviço ofertado33. A qualidade da atenção médica pode ser avaliada a partir de três ângulos: a técnica (ação médica), a interpessoal (relação médico-paciente) e o bem-estar e conforto ambientais32,34. O nível de comunicação entre o profissional e o paciente, a forma de tratar o paciente sem discriminação, a compreensão dos problemas pessoais, explicações sobre as enfermidades são fatores muito relacionados à satisfação percebida pelos pacientes32.
O uso de consultas odontológicas em crianças de 36 a 59 meses foi extremamente baixo (11,2%) e inferior à taxa de São Paulo em 1988 (19,5%). 35 Razões econômicas talvez expliquem melhor a baixa utilização de dentistas. Como a capacidade instalada de atenção odontológica pública na cidade é muito reduzida, a população é obrigada, na maioria das vezes, a pagar pelo atendimento odontológico. Provavelmente, a pouca importância dada e o baixo conhecimento a respeito da prevenção em odontologia sejam também fatores que dificultem a realização de consultas odontológicas. A cobertura da suplementação alimentar foi também baixa, pois foi inferior à prevalência da desnutrição no município. Tonial36 refere que o programa de suplementação, além de ter uma baixa cobertura, não está focalizado, pois uma parcela das crianças desnutridas não está recebendo suplementação, ao passo que parte das crianças nutridas está inscrita no programa.
Da mesma forma como em Santiago29 , na PNAD em 198637 e no Nordeste, em 199127, não foi observada diferença na taxa de consultas segundo gênero da criança, ao contrário do demonstrado em uma pesquisa realizada na Holanda, na qual as meninas tiveram maiores taxas de consulta médica38.
As crianças de menor idade tiveram maior percentual de realização de consultas, como descrito por outros autores29,31. A menor taxa de consultas em crianças maiores (3 e 4 anos) é esperada pela menor prevalência de doenças nesta faixa etária29,31.
Não houve diferença significante na taxa de consultas segundo a idade da mãe e o número de irmãos. Contrariamente ao aqui observado, alguns autores referem maiores taxas de consulta entre as crianças de mães jovens8,29 e entre as famílias com menor número de filhos29,31,39
A menor taxa de consultas foi observada em crianças de famílias de menor renda. Alguns trabalhos também descrevem menores taxas de consultas médicas dentre os mais pobres8,31,40 Outros, entretanto, mostram que os mais ricos foram os que consultaram menos. 38 Em Pelotas, em 1982, os mais pobres consultaram mais que os mais ricos, porém, em 1993, estas diferenças desapareceram. 41
As crianças de mães de menor escolaridade foram as que consultaram menos, da mesma forma como observado na África 8 e em São Paulo30.
Na Inglaterra, os filhos de trabalhadores manuais tiveram uma maior taxa de consultas (Ebrahim, 1995); em São Luís ocorreu o contrário, pois os filhos de trabalhadores manuais tiveram um risco maior de não serem consultados.
Na Holanda38 e nos EUA42 as crianças com seguro-saúde tiveram taxas maiores de consultas, da mesma forma como aqui descrito.
Após o ajuste para fatores de confusão, a associação entre menor renda familiar e menor escolaridade materna com menores taxas de consultas deixaram de ser significantes. O fato dos fatores facilitadores (seguro-saúde e renda familiar) não terem atingido o nível de significância estatística na análise ajustada favorece a evidência de que há pouca demanda reprimida em relação à realização de consultas curativas, em termos quantitativos, ou seja, de que a capacidade instalada dos serviços esteja sendo suficiente para atender a demanda. De fato, a consolidação do Sistema Único de Saúde evoluiu no sentido da universalização. Nos últimos anos foram construídas várias unidades básicas de saúde em São Luís, o que facilitou o acesso às consultas.
Da mesma forma que no Estudo Colaborativo Internacional de Utilização de Serviços de Saúde31, na Noruega43 e na Austrália39, após ajuste para fatores de confusão, a necessidade foi o maior determinante da realização das consultas curativas. Todas as variáveis sociais deixaram de estar associadas com a taxa de consultas, exceto em relação às crianças de trabalhadores manuais não qualificados ou desempregados, que tiveram um risco maior de não serem consultadas (associação detectada apenas na regressão hierárquica). Mesmo neste modelo, os fatores predisponentes explicaram pouco da variação observada e o peso dos fatores facilitadores foi nulo.
É provável que o sistema de saúde, no que diz respeito à realização de consultas curativas, esteja oferecendo uma maior igualdade de acesso a todos os segmentos sociais. Entretanto, vale ressaltar que, neste trabalho, a morbidade não foi avaliada por critérios médicos objetivos, mas foi referida pela mãe ou responsável pelas crianças.
Apesar do atendimento ambulatorial praticamente universal, não se pode deduzir que a qualidade e a resolutividade da atenção seja a mesma para os diversos segmentos sociais. A alta taxa global de hospitalização e a maior taxa de hospitalização por causas evitáveis ou sensíveis à atenção ambulatorial, observada para os grupos de menor renda familiar, fornecem evidência a favor de uma atenção ambulatorial de baixa resolutividade44. Os mais pobres têm acesso a serviços de qualidade inferior 4, fazem uso menos efetivo e eficiente dos serviços de saúde por não disporem de meios para seguir as recomendações e a prescrição médica. Parece que hoje "a desigualdade mais grave no sistema de saúde não se dá exclusiva nem principalmente na cobertura, mas na qualidade dos serviços recebidos pelos diferentes grupos sociais" 34. Os achados reforçam a idéia da universalização excludente do sistema de saúde no Brasil, caracterizado pela existência de acesso quase universal, com três subsistemas: o subsistema privado, de melhor qualidade, baseado no seguro-saúde, o subsistema público, de altas tecnologia e complexidade e também de melhor qualidade, e o subsistema público de baixa qualidade, para os pobres45.
Agradecemos as valiosas sugestões dos professores Marco Antônio Barbieri, Antônio de Azevedo Barros Filho e Afonso Diniz Costa Passos e ao Zilmar Alves Ferreira do IBGE, Maranhão, pelo fornecimento dos mapas dos setores censitários.
Children outpatient health care utilization was estimated by a cross-sectional household survey using multi-stage cluster sampling in the city of São Luís, in the State of Maranhão, Brazil. 711 mothers or caretakers of children aged from 3 to 59 months answered a standardized questionnaire. The aim was to study some factors associated with non-consultation and verify if the National Health Service (SUS) implementation and public outpatient care expansion reduced inequality in the use of health services. More than two thirds, 67.2% of the children, had been seen by a physician when sick in the previous trimester. The National Health Service funded 74.9% of services. A low percentage, 0.7%, did not obtain an appointment, indicating that very few cases remained unattended to. After adjustment for confounding factors by means of the Cox proportional hazards model modified for cross-sectional design, predisposing factors, i.e. maternal education, child age and gender, maternal age, number of siblings, and head of household's occupation explained little of the non-consultation rate. Enabling factors, i.e. family income and health insurance did not predict non-consultation. The main predictor for not having an appointment was not needing medical care because healthy children were at a greater risk of not visiting a doctor. Public service expansion contributed to the reduction or disappearance of social inequalities in the use of outpatient services. Nonetheless, hospitalization rates due to ambulatory sensitive causes were high among children from poorer families, revealing the persistence of inequalities in the resolution and quality of outpatient care.
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Fontes financiadoras: FAPEMA (Fundação de Amparo à Pesquisa do Maranhão, processo 446/93), CNPq, Capes (Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior), Secretaria de Estado da Saúde e Secretaria Municipal de Saúde de São Luís.