Modestos avanços, persistentes desigualdades: mortalidade de crianças no Brasil de 2010 a 2022

RESUMO

OBJETIVO  Analisar a evolução das desigualdades socioeconômicas e regionais na mortalidade entre menores de cinco anos de idade no Brasil entre 2010 e 2022.

MÉTODOS  Foram analisados dados de 37.639.196 nascidos vivos e 563.711 óbitos ocorridos entre crianças menores de cinco anos no período de 2010 a 2022. Calcularam-se taxas de mortalidade infantil entre menores de um ano de idade (TMI) e de mortalidade entre crianças com um a quatro anos. Para análise das desigualdades, os municípios foram agrupados segundo decis do Índice de Desenvolvimento Humano Municipal (IDH-M) de 2010 e foram calculados o Slope Index of Inequality (SII) e o Relative Index of Inequality (RII). O excesso de óbitos foi estimado aplicando-se taxas de mortalidade observadas no decil de maior IDH-M aos demais. Realizou-se distribuição espacial dos óbitos segundo microrregiões brasileiras

RESULTADOS  A TMI diminuiu de 13,0 para 12,7 por mil nascidos vivos entre 2010 e 2022, enquanto a mortalidade entre crianças de um a quatro anos foi de 2,5 por mil nascidos vivos nos anos extremos analisados. Houve apenas discreta redução nas desigualdades, com o SII oscilando entre 2010 e 2022 de -5,63 a -4,91 na TMI e -2,42 a -1,71 na mortalidade entre crianças de um a quatro anos. Em 2022, municípios com menor IDH-M apresentaram taxas 49,0% e 93,0% maiores em relação àqueles com maior IDH-M na TMI e na mortalidade entre um e quatro anos, respectivamente. Na TMI, as desigualdades foram mais acentuadas em doenças nutricionais-metabólicas-endócrinas, com a mortalidade sendo quatro vezes maior nos municípios com menor IDH-M. Houve excesso de 76.832 óbitos infantis no Brasil entre 2010 e 2022. Em 2022, 42,2% das microrregiões do Norte estavam entre as 100 com maiores taxas de mortalidade infantil, valor que chegou a apenas 3,2% no Sul.

CONCLUSÕES  Houve pequena redução na mortalidade entre crianças e persistiram significativas desigualdades socioeconômicas e regionais no Brasil.

Mortalidade Infantil; Mortalidade da Criança; Disparidades Socioeconômicas em Saúde; Brasil

ABSTRACT

OBJECTIVE  To analyze the evolution of socioeconomic and regional inequalities in mortality among children under five years of age in Brazil between 2010 and 2022.

METHODS  Data from 37,639,196 live births (LB) and 563,711 deaths among children under five years during the period were analyzed. Mortality rates for infants (<one year-old, IMR) and children aged one to four years were calculated. For inequality analysis, municipalities were grouped according to deciles of the 2010 Municipal Human Development Index (M-HDI). The Slope Index of Inequality (SII) and the Relative Index of Inequality (RII) were calculated. The excess mortality was estimated by applying the mortality rates observed in the highest M-HDI decile to the other deciles. The spatial distribution of deaths was analyzed according to the country’s microregions.

RESULTS  The IMR decreased from 13.0 to 12.7 per thousand LB between 2010 and 2022, while mortality among children aged one to four years remained stable at 2.5 per thousand LB in 2010-2022. There was only a slight reduction in inequalities, with the SII oscillating from -5.63 to -4.91 in IMR and from -2.42 to -1.71 in mortality among children aged one to four years between 2010-2022. In 2022, municipalities with lower M-HDI had mortality rates 49.0% and 93.0% higher than those with higher M-HDI in IMR and mortality among children aged one to four years, respectively. Inequalities in IMR were more pronounced in nutritional, metabolic, and endocrine diseases, where mortality was four times higher in municipalities with lower M-HDI. There was an excess of 76,832 child deaths in Brazil between 2010-2022. In 2022, 42.2% of the microregions in the North were among the top 100 with the highest IMR, compared to only 3.2% in the South.

CONCLUSIONS  There was a slight reduction in child mortality, but significant socioeconomic and regional inequalities persisted in Brazil.

Infant Mortality; Child Mortality; Socioeconomic Disparities in Health; Brazil

INTRODUÇÃO

Globalmente, as taxas de mortalidade infantil e na infância caíram, respectivamente, de 64 e 93 mortes por mil nascidos vivos em 1990 para 28 e 37 em 2022, refletindo progressos significativos na saúde infantil¹. No entanto, essas melhorias não têm ocorrido de maneira equitativa entre países e grupos populacionais. Os valores médios das taxas de mortalidade na infância e infantil em países de baixa renda foram, em 2021, aproximadamente 12 vezes maiores que os observados nos países de alta renda². Essas variações destacam as disparidades no acesso a melhores condições gerais de vida, de cuidados de saúde, nutrição, saneamento básico e outras condições socioeconômicas.

O Brasil conquistou notável redução da mortalidade na infância desde as décadas de 1980. Em 2022, o valor observado foi aproximadamente 48,0% inferior ao do ano 2000 e 71,0% menor que o de 1990³. Ainda assim, esse valor de 2022 é quase quatro vezes maior que a média dos países de renda alta². As metas dos Objetivos de Desenvolvimento Sustentável preveem que os países apresentem em 2030 taxa de mortalidade entre menores de cinco anos de idade inferior a 25 óbitos a cada mil nascidos vivos, limite que o Brasil atinge desde 2004³. No entanto, a meta também prevê acabar com as mortes evitáveis nessa faixa etária e, em 2022, o Brasil apresentou 24.349 óbitos evitáveis entre menores de cinco anos⁴.

Adicionalmente à queda da mortalidade infantil, desigualdades regionais também foram reduzidas, sobretudo nos anos 1990 e na primeira década do século XXI⁵. Diferentes políticas e conquistas sociais têm contribuído para esses avanços. Melhoria nas condições materiais de vida, aumento no rendimento familiar e na escolaridade são citados como importantes fatores⁶. Além disso, a qualificação da oferta de serviços de saúde, a expansão da cobertura da Estratégia Saúde da Família e a transferência direta de renda são políticas exitosas com evidências de impacto positivo na redução dos óbitos infantis⁷.

No entanto, a segunda metade da década de 2010 no Brasil foi marcada por crise econômica, reformas em políticas sociais e econômicas, e limitação de gastos públicos, o que afetou especialmente programas e ações sanitárias e sociais com potencial para influenciar a mortalidade infantil. Estudos prévios estimaram os potenciais impactos dessas mudanças na saúde, indicando expressivos efeitos negativos em indicadores populacionais⁸. Também tem sido destacada a necessidade de avaliar se as tendências de redução das desigualdades passariam a ser revertidas⁹. A pandemia de covid-19 acentuou a preocupação quanto aos indicadores infantis, em particular pela forma desigual como atingiu o território brasileiro e pela alta carga da doença no país¹⁰.

O objetivo do presente estudo foi analisar a evolução das desigualdades socioeconômicas e regionais da mortalidade entre menores de cinco anos de idade no Brasil entre 2010 e 2022, identificando padrões e grupos de doenças com maior desigualdade e estimando excesso de óbitos ocorridos nos municípios com menor Índice de Desenvolvimento Humano (IDH).

MÉTODOS

Foram analisados os dados de nascimentos e óbitos de todas as crianças menores de cinco anos de idade residentes no território brasileiro entre 2010 e 2022 por: faixa etária (menor de um ano de idade e entre um e quatro anos de idade), causa básica de óbito (segundo os capítulos da décima revisão da Classificação Internacional de Doenças – CID-10) e município e microrregião de residência.

O registro dos óbitos ocorridos no Brasil é compulsório e os dados são registrados em uma declaração de óbito que servirá para o registro civil do evento em cartórios oficiais. Todas as declarações de óbitos são coletadas pelas secretarias municipais de saúde e seus dados digitados na base nacional do Sistema de Informações sobre Mortalidade (SIM), gerenciado pelo Ministério da Saúde. De forma análoga, os registros de nascimento no Brasil também são obrigatórios e compõem o Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos (Sinasc), que agrega os dados de todos os nascimentos ocorridos no território nacional.

Embora as coberturas do SIM e do Sinasc tenham aumentado significativamente desde os anos 2000, ainda persiste subregistro de estatísticas vitais no Brasil. Por isso o Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE) calcula as taxas de sub-registro e subnotificação de nascimentos e óbitos no Brasil e os disponibiliza de forma aberta¹¹. Tais dados foram utilizados no presente estudo, incorporando-se as estimativas de nascimentos fornecidas pelo IBGE para cada município e as estimativas de subnotificação associadas aos dados do SIM, com o objetivo de corrigir os números de óbitos de crianças menores de cinco anos. Desde 2015, o IBGE disponibiliza estatísticas vitais corrigidas com base na técnica de captura-recaptura. Assim, para o período de 2010 a 2014, foram aplicadas as correções observadas no biênio 2015 e 2016 para cada município, levando em consideração a proximidade temporal e a necessidade de garantir a consistência dos ajustes com os dados mais recentes disponíveis e seguindo o mesmo método. Os valores globais de correção foram aplicados a cada capítulo de causas de óbitos. Adicionalmente, foi realizada análise de sensibilidade, replicando-se todos os cálculos a partir dos dados brutos do SIM e do Sinasc.

Os 5.565 municípios brasileiros emancipados em 2010 e, portanto, com dados censitários disponíveis para aquele ano foram agregados segundo os decis do Índice de Desenvolvimento Humano Municipal (IDH-M), de modo a compor grupos com quantidade de óbitos e de nascidos vivos que permitissem estabilidade nos indicadores. O IDH-M é uma adaptação do IDH da Organização das Nações Unidas (ONU) aplicada para medir o desenvolvimento humano em nível municipal no Brasil. Utilizou-se o índice calculado para 2010, ano inicial da análise. Tais dados são disponibilizados no Atlas de Desenvolvimento Humano¹².

Inicialmente calcularam-se as taxas de mortalidade em cada um dos decis de IDH-M em cada ano analisado, permitindo a avaliação gráfica da série histórica em cada grupo. Em seguida, analisou-se para o ano final da série histórica, 2022, a taxa de mortalidade em cada decil de IDH-M segundo os 10 capítulos da CID-10 com maior ocorrência de mortes em cada faixa etária. O volume de óbitos nos demais capítulos se mostrou reduzido, limitando a possibilidade de análises segmentadas. Os capítulos com taxas calculadas foram: (1) Algumas doenças infecciosas e parasitárias, (2) Neoplasias, (3) Doenças do sangue e dos órgãos hematopoéticos, (4) Doenças endócrinas, nutricionais e metabólicas, (6) Doenças do sistema nervoso, (9) Doenças do aparelho circulatório, (10) Doenças do aparelho respiratório, (11) Doenças do aparelho digestivo, (16) Algumas afecções originadas no período perinatal, (17) Malformações congênitas, deformidades e anomalias cromossômicas, (18) Sintomas, sinais e achados anormais de exames clínicos e de laboratório, (20) Causas externas. Adicionalmente, calcularam-se as razões de mortalidade em cada capítulo entre os decis extremos de IDH-M.

Para analisar as desigualdades na ocorrência dos óbitos, estimaram-se para cada ano o Slope Index of Inequality (SII) e o Relative Index of Inequality (RII). O SII é considerado uma medida complexa de desigualdade que estima as diferenças nas taxas de mortalidade entre os extremos da distribuição socioeconômica considerando-se a composição de toda a amostra. Já o RII é uma medida relativa de desigualdade, e também considera tanto a distribuição da população entre diferentes grupos quanto a posição relativa de cada grupo.

Em seguida, foram calculados os excessos de óbitos em cada ano e decil de IDH-M assumindo-se para todos os decis os valores anuais de mortalidade observados no grupo de maior IDH-M. O cálculo do excesso de óbitos deu-se mediante a seguinte fórmula considerando-se idade(i) e ano(j):

$\sum \left[{\mathrm{obtObs}}_n\right(i,j)-\left({\mathrm{txd}}_{10}\right(i,j)\ast {\mathrm{nv}}_n(i,j\left)\right)]$

onde <0btObs_n(i,j)> é o número de óbitos no decil n na idade i e ano j; < txd₁₀(i,j)> é a taxa de mortalidade na idade i e ano j no decil de maior IDH-M; e < nv_n(i,j)> é o número de nascidos vivos na idade i e ano j no decil n.

Por fim, para explorar a ocorrência de desigualdades regionais no território brasileiro, as taxas de mortalidade foram calculadas segundo as microrregiões de residência. O Brasil é dividido pelo IBGE em 558 microrregiões segundo proximidade geográfica, características socioeconômicas e integração funcional. A agregação geográfica permitiu cálculos mais estáveis nos valores calculados em comparação à análise por municípios, dada a existência no Brasil de muitos municípios com pequena população residente. Os mapas e as coordenadas geográficas foram obtidos junto ao IBGE, sendo a confecção dos mapas realizada no Python 3.4. As demais análises foram realizadas no Stata 15. Todos os dados de mortalidade e de nascimento são anonimizados e de domínio público, sendo disponibilizados pelo Ministério da Saúde¹³, dispensando-se, assim, apreciação do estudo em comitê de ética em pesquisa.

RESULTADOS

Foram analisados os dados de 37.639.196 nascidos vivos, 483.900 óbitos entre crianças menores de um ano de idade e 79.811 óbitos entre crianças com um a quatro anos. O número de nascidos vivos foi de 2,91 milhões em 2010, atingindo seu valor máximo em 2015 (3,08 milhões), mas reduzindo nos anos seguintes até chegar a 2,57 milhões em 2022. A taxa de mortalidade infantil diminuiu de 13,0 por 1.000 nascidos vivos para 12,7 por 1.000 nascidos vivos entre 2010 e 2022 (Tabela). No entanto, observou-se que esse decréscimo ocorreu de forma sustentada apenas no primeiro quinquênio analisado. Em 2020 foi observado o valor mais baixo da série, mas com acréscimo nos anos seguintes e chegando em 2022 ao mesmo valor médio do quadriênio de 2014 a 2017. No caso da mortalidade entre crianças de um a quatro anos de idade, após redução até 2020, a taxa voltou a subir em 2021 e 2022 (Tabela). Ao final do período, passados 12 anos, o valor nominal foi idêntico ao observado em 2010.

Tabela
Óbitos, taxa de mortalidade, Slope Index of Inequality (SII), Relative Index of Inequality (RII) e razão e diferença absoluta entre decis extremos da taxa de mortalidade infantil e da taxa de mortalidade entre crianças de um a quatro anos de idade de acordo com os decis extremos do Índice de Desenvolvimento Humano Municipal. Brasil, 2010 a 2022.

Ano	Mortalidade infantil
	Óbitos	Taxa	SII (IC95%)	RII (IC95%)	D1/D10	D1/D10
2010	40.947	13,0	-5,63 (-6,60 a -4,60)	0,69 (0,64 a 0,74)	1,48	5,90
2011	40.783	13,7	-5,61 (-6,78 a -4,43)	0,69 (0,63 a 0,74)	1,48	5,65
2012	40.226	13,6	-6,16 (-7,19 a -5,12)	0,66 (0,61 a 0,71)	1,55	6,42
2013	40.055	13,6	-6,68 (-7,45 a -5,91)	0,64 (0,60 a 0,67)	1,56	6,57
2014	39.503	13,0	-5,77 (-7,29 a -4,25)	0,66 (0,59 a 0,73)	1,56	6,39
2015	38.662	12,6	-5,14 (-6,89 a -3,39)	0,68 (0,60 a 0,77)	1,54	5,93
2016	37.240	12,9	-6,24 (-7,42 a -5,06)	0,64 (0,58 a 0,69)	1,58	6,46
2017	36.932	12,5	-5,64 (-7,01 a -4,26)	0,66 (0,59 a 0,72)	1,53	5,93
2018	36.562	12,3	-4,74 (-5,77 a -3,72)	0,70 (0,64 a 0,75)	1,47	5,06
2019	35.943	12,5	-4,98 (-6,79 a -3,17)	0,69 (0,60 a 0,78)	1,54	5,89
2020	32.046	11,6	-5,07 (-6,00 a -4,14)	0,67 (0,61 a 0,72)	1,50	5,12
2021	32.305	12,0	-5,05 (-7,73 a -2,38)	0,67 (0,54 a 0,81)	1,59	6,28
2022	32.695	12,7	-4,91 (-6,30 a -3,52)	0,70 (0,62 a 0,77)	1,49	5,44
	Mortalidade entre crianças de um a quatro anos
2010	7.242	2,5	-2,42 (-3,24 a -1,60)	0,41 (0,29 a 0,54)	2,37	2,61
2011	6.877	2,3	-1,82 (-2,28 a -1,37)	0,49 (0,40 a 0,59)	2,07	1,92
2012	6.526	2,2	-1,77 (-2,53 a -1,01)	0,48 (0,34 a 0,63)	2,18	2,07
2013	6.537	2,2	-2,13 (-2,83 a -1,42)	0,42 (0,30 a 0,54)	2,35	2,29
2014	6.302	2,1	-1,80 (-2,87 a -0,74)	0,45 (0,25 a 0,66)	2,37	2,27
2015	5.783	1,0	-1,78 (-2,41 a -1,16)	0,42 (0,29 a 0,56)	2,29	1,90
2016	6.388	2,2	-1,93 (-3,10 a -0,77)	0,45 (0,24 a 0,66)	2,33	2,35
2017	6.056	2,0	-1,74 (-3,01 a -0,47)	0,46 (0,21 a 0,71)	2,30	2,18
2018	5.999	2,0	-1,38 (-1,98 a -0,79)	0,54 (0,39 a 0,68)	1,98	1,62
2019	5.934	2,1	-1,35 (-2,17 a -0,52)	0,55 (0,35 a 0,74)	1,97	1,70
2020	4.683	1,7	-1,48 (-2,07 a -0,90)	0,46 (0,32 a 0,60)	2,30	1,70
2021	5.104	1,9	-1,34 (-2,30 a -0,39)	0,52 (0,28 a 0,75)	2,10	1,74
2022	6.379	2,5	-1,71 (-2,59 a -0,82)	0,53 (0,36 a 0,70)	1,93	1,95

• IC95%: intervalo de confiança de 95%.

As Figuras 1A e 1B mostram que houve claro gradiente de maiores taxas de mortalidade nos decis com menor IDH-M. Em todos os anos de 2010 a 2022, maiores taxas foram observadas nos municípios de menor IDH-M e taxas mais baixas foram identificadas nos municípios de maior IDH-M. Houve pequena oscilação nas posições dos municípios com índices intermediários. O SII reduziu de -5,63 para -4,91 na mortalidade infantil e de -2,42 para -1,71 na mortalidade de crianças entre um e quatro anos de idade (Tabela). Já o RII, na mortalidade infantil, oscilou discretamente para baixo nos primeiros quatro anos da série e passou a subir, sendo em 2022 discretamente superior ao valor inicial. Na mortalidade entre um e quatro anos, os valores de RII aumentaram de 0,41 para 0,53 (Tabela). Analisando-se a razão entre os dois decis extremos, a mortalidade infantil foi 48,0% e 49,0% maior no decil de menor IDH-M em 2010 e 2022, respectivamente. Na mortalidade entre crianças de um a quatro anos, os valores foram 137,0% e 93,0% maiores nos dois anos, respectivamente.

Figura 1
Série histórica da mortalidade infantil (A) e da mortalidade entre crianças de um a quatro anos de idade (B) nos municípios brasileiros segundo decis do Índice de Desenvolvimento Humano Municipal (IDH-M). Brasil, de 2010 a 2022.

Tais diferenças variaram de acordo com a causa dos óbitos. Agrupando-os segundo capítulos da CID-10, observou-se que a taxa de mortalidade infantil por doenças nutricionais, metabólicas e endócrinas foi 4,5 vezes maior no decil de menor IDH-M em comparação ao de maior desenvolvimento humano (Figura 2). Os valores foram também 3,0 vezes maiores no capítulo 18, que compreende causas mal definidas e desconhecidas de mortalidade e 2,5 vezes maiores no grupo de doenças infecciosas e parasitárias. Já entre as crianças de um a quatro anos, as maiores diferenças foram no grupo que contempla causas mal definidas e desconhecidas (3,5 vezes), doenças endócrinas, nutricionais e metabólicas (3,3 vezes), respiratórias (2,7 vezes), e infecciosas e parasitárias (2,7 vezes).

Figura 2
Taxa de mortalidade infantil (A) e entre crianças de um a quatro anos de idade (B) segundo capítulos da décima revisão da Classificação Internacional de Doenças de acordo com decis do Índice de Desenvolvimento Humano Municipal (IDH-M), e razão entre os decis de menos e de maior IDH-M. Brasil, 2022.

Tais desigualdades resultaram em expressiva quantidade de óbitos infantis em excesso no Brasil. Caso as taxas de mortalidade observadas no grupo de maior IDH-M fossem aplicadas aos demais decis, teriam sido evitadas 76.832 mortes de crianças menores de cinco anos de idade entre 2010 e 2022 (Figura 3A). O excesso de óbitos infantis foi maior entre 2010 e 2013, reduzindo sobretudo a partir de 2017 (acompanhando a redução de nascidos vivos), mas se mantendo sempre acima de 4.500 por ano. Os valores de excesso de óbitos também foram maiores no decil de menor IDH-M, atingindo quase 16.164 mortes em excesso apenas nesses municípios entre 2010 e 2022 (Figura 3B).

Figura 3
Número de óbitos em excesso comparando-se as taxas de mortalidade infantil e entre crianças de um a quatro anos dos decis de menor Índice de Desenvolvimento Humano Municipal (IDH-M) em comparação às taxas observadas no decil de maior IDH-M segundo ano do óbito (A) e segundo decil socioeconômico de todo o período (B). Brasil, de 2010 a 2022.

A análise espacial dos dois desfechos analisados também mostrou a existência de profundas e constantes desigualdades regionais no Brasil. Observou-se que as regiões Norte e Nordeste concentraram a maior parte das microrregiões com taxas mais altas de mortalidade (Figura 4). Em 2022, 42,2% e 28,2% das microrregiões do Norte e do Nordeste estavam entre as 100 com maiores taxas de mortalidade infantil, valores que chegaram a apenas 5,0%, 3,2% e 17,3% nas regiões Sudeste, Sul e Centro-Oeste, respectivamente. Além disso, somente 7,8% e 9,6% das microrregiões do Norte e do Nordeste estavam entre as 100 com menores taxas de mortalidade infantil, enquanto nas regiões Centro-Oeste, Sul e Sudeste os valores foram 17,3%, 31,9% e 23,8%, respectivamente.

Figura 4
Taxa de mortalidade infantil em 2010 (A) e 2022 (B) e entre crianças de um a quatro anos de idade em 2010 (C) e 2022 (D) segundo microrregião de residência da criança. Brasil, 2010 e 2022.

Na análise de sensibilidade, observaram-se variações em todas as medidas calculadas quando empregados os dados não corrigidos do SIM e do Sinasc.

No entanto, as diferenças foram de baixa magnitude e não modificaram a direção das associações, conforme pode ser observado no ^{material suplementara}.

DISCUSSÃO

O presente estudo encontrou cinco importantes resultados. Primeiro, houve discreta redução na mortalidade de menores de cinco anos de idade no período analisado, com pequena oscilação entre 2016 e 2019 e piora em 2022. Segundo, as desigualdades na mortalidade persistiram ao longo de todo o período, com apenas redução discreta ou estabilização. Terceiro, as desigualdades foram mais agudas nos óbitos por doenças nutricionais, metabólicas e endócrinas, doenças infecciosas e parasitárias, respiratórias e no grupo de causas mal definidas. Quarto, se os municípios tivessem as mesmas taxas de mortalidade observadas no decil de maior IDH-M, quase 77 mil óbitos de menores de cinco anos poderiam ter sido evitados no Brasil entre 2010 e 2022. Por fim, profundas desigualdades regionais na mortalidade perpassaram os anos, com piores indicadores nas regiões Norte e Nordeste e com pouca oscilação.

A redução da mortalidade observada em alguns momentos da série histórica reflete melhorias nas condições de vida e no acesso a serviços de saúde. Estudos anteriores já mostraram que melhorias econômicas, sanitárias e sociais associadas a intervenções na atenção primária à saúde (APS) e nos programas de transferência de renda contribuíram significativamente para a redução da mortalidade entre menores de cinco anos de idade no Brasil⁷,¹⁴. No entanto, a relativa estabilidade entre 2016 e 2019 e o aumento em 2022 indicam que esses avanços não são conquistas definitivas. A revisão da Política Nacional da Atenção Básica (PNAB) em 2017 foi citada como ameaça ao fortalecimento da atenção primária no Brasil ao relativizar a cobertura universal¹⁵. Freire et al.¹⁶ observaram, nos dois anos seguintes à aprovação da nova PNAB, o crescimento dos municípios que reduziram o número de agentes comunitários de saúde atuando no Sistema Único de Saúde (SUS). Outras medidas, como o desestímulo a equipes multidisciplinares de apoio à APS e as mudanças no financiamento e avaliação da atenção primária, também foram alvo de críticas no meio científico¹⁷.

Na base desse cenário desafiador à saúde esteve a Emenda Constitucional 95, que estabeleceu, a partir de 2017, o congelamento dos investimentos públicos no Brasil por 20 anos¹⁸. A proposta foi substituída a partir de 2023; no entanto, restringiu o financiamento público em saúde durante período importante de crise econômica¹⁸. Estudos prévios mostraram impactos significativos de medidas de desfinanciamento de ações no setor saúde⁸,¹⁹. Além disso, comparativamente a 2013, o financiamento federal em 2019 foi menor nas áreas de habitação, educação, saneamento, trabalho, urbanismo, desenvolvimento rural e cultura²⁰.

A maior desigualdade nas doenças nutricionais, metabólicas e endócrinas, além das infecciosas e parasitárias e das doenças respiratórias, pode ser explicada por distintas exposições que moradores de municípios com diferentes índices de desenvolvimento humano apresentam. No Brasil, regiões mais desprivilegiadas apresentam maior insegurança alimentar e nutricional²¹, menor acesso à infraestrutura, à moradia adequada e a saneamento básico²² e maiores dificuldades de acesso aos serviços de saúde²³. Já a maior taxa de mortalidade pelas causas constantes do capítulo 18 (sintomas, sinais e achados anormais de exames clínicos e de laboratório) em municípios com menor IDH-M pode estar relacionada à maior limitação no acesso a diagnósticos precisos e recursos em saúde adequados, além de fragilidades nos sistemas de vigilância e investigação de óbitos.

Tais contextos estruturais têm potencial de impactar mais severamente as populações em situação de vulnerabilidade e localidades com menos recursos e serviços públicos estruturados. Observou-se que, apesar de algumas melhorias, as desigualdades permanecem significativas e persistentes. Estudo de abrangência nacional²⁴ já mostrou que entre 2013 e 2019 houve aumento na prevalência de oito doenças crônicas e que as desigualdades presentes em sua distribuição não se modificaram no período. Já o estudo de Sousa et al.²⁵ identificou que já nos primeiros anos da crise econômica e política brasileira (2015 a 2017) houve deterioração da sensação de bem-estar no país, tendo ocorrido redução mais acentuada entre pessoas com menor escolaridade e com menor suporte social.

Os acréscimos nas taxas de mortalidade observadas no presente estudo em 2021 e 2022 podem estar, ao menos parcialmente, associadas a efeitos da pandemia pela covid-19. Shapira et al.²⁶ reportaram aumento de 6,8% no número total de mortes infantis esperadas em 2020 no somatório de 83 países, fato que estaria associado a choques negativos de renda por conta da pandemia. Já Ahmed et al.²⁷ argumentaram que o declínio na utilização dos serviços essenciais de saúde pode explicar o acréscimo de óbitos infantis nos dois primeiros anos da pandemia. Em 2020, o Brasil ainda apresentou queda na mortalidade entre menores de cinco anos. É possível que, no primeiro ano da pandemia, medidas de mitigação tenham contribuído para reduzir a exposição a patógenos causadores de doenças na idade pediátrica. Já nos anos seguintes, a mortalidade na infância pode ter sido impactada pela pletora dos serviços de saúde e acesso retardado a eles, pela retomada das atividades sociais em um contexto de baixa organização coletiva e governamental de enfrentamento à pandemia e pelos efeitos da crise econômica.

Outro achado importante é que a quantidade de óbitos em excesso mostrou-se bastante expressiva. Esses números revelam a profunda desigualdade ainda existente no Brasil e que permeia diversas dimensões da vida. Apesar de todos os brasileiros serem legalmente protegidos pelos mesmos direitos fundamentais e de haver um sistema de saúde público e universal, há significativa sobremortalidade nos municípios com menor IDH-M. Isso mostra que os conhecimentos produzidos e as tecnologias disponíveis não são disponibilizados e acessados com equidade. Adicionalmente, diante de mais de uma década com poucos avanços no enfrentamento às desigualdades, é preciso avaliar na gestão pública se está ocorrendo o monitoramento das desigualdades e a implementação de ações equânimes baseadas nas melhores evidências e de acordo com a leitura dos dados em tempo real. Padrão semelhante foi observado na Inglaterra, com 9.294 óbitos de menores de ano em excesso entre 2009 e 2020²⁸. Entretanto, ao se analisar os óbitos em excesso em todas as idades, diferentemente do observado entre crianças no Brasil, a quantidade na Inglaterra aumentou ao longo do tempo, em especial a partir de 2015 e com pico em 2020. Ao interpretar o caso brasileiro, destaca-se a redução importante no número de nascidos vivos a partir de 2019.

As desigualdades espaciais sugerem que há insuficiência nas políticas públicas voltadas para a equidade regional. A concentração de microrregiões com altas taxas de mortalidade infantil no Norte e Nordeste expressam desafios, como dificuldade de acesso aos serviços de saúde de qualidade, menor infraestrutura no setor saúde e condições socioeconômicas mais desfavoráveis¹⁹,²⁹-³⁰. Esses achados indicam a necessidade de políticas públicas efetivas focadas em reduzir as disparidades regionais.

Limitações deste estudo incluem a possível subnotificação residual de óbitos e a variação na qualidade dos dados entre diferentes regiões. Ao empregar a correção dos dados procurou-se enfrentar essa limitação, mas variações de qualidade podem permanecer, ainda que com menor expressão. Além disso, a análise de sensibilidade com dados brutos mostrou ajustes apenas modestos nas medidas calculadas. Uma segunda limitação é a agregação das análises em decis de IDH-M e microrregiões, o que não capturaria a heterogeneidade que pode existir dentro desses grupos. No entanto, tal medida é importante para conferir estabilidade aos indicadores calculados. Um terceiro aspecto a ser considerado é que as mudanças nas políticas e na economia no período de estudo podem ter efeitos complexos e de longo prazo sobre a mortalidade infantil e que não foram completamente capturados. Por fim, índices agregados, como o IDH-M, podem não capturar adequadamente as complexidades de populações com alta diversidade étnico-racial, como a brasileira. No entanto, o índice reflete condições socioeconômicas amplamente conhecidas por impactarem a saúde infantil de forma robusta e oferece um instrumento uniforme que facilita a comparação entre diferentes municípios.

Os resultados têm importantes implicações para políticas públicas. Intervenções focadas em reduzir as desigualdades regionais e socioeconômicas são essenciais para melhorar a saúde infantil no Brasil. Políticas econômicas, sociais e de saúde precisam ser implementadas para acelerar a melhoria das condições gerais de vida e do ambiente de moradia e qualificar o acesso aos serviços de saúde. Ainda, a pandemia de covid-19 trouxe novos desafios, acentuando desigualdades preexistentes e destacando a necessidade de resiliência nos sistemas de saúde. Além disso, é preciso ampla discussão entre gestores de todos os níveis sobre como monitorar e reduzir desigualdades em saúde.

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  Disponível no repositório institucional da Universidade Federal de Santa Catarina em: https://repositorio.ufsc.br/handle/123456789/260749#:~:text=material_suplementar.pdf.

Disponibilidade de dados

Disponível no repositório institucional da Universidade Federal de Santa Catarina em: https://repositorio.ufsc.br/handle/123456789/260749#:~:text=material_suplementar.pdf.

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  28 Jul 2025
• Data do Fascículo
  2025

Histórico

• Recebido
  01 Jul 2024
• Aceito
  25 Nov 2024