Resumo

INTRODUÇÃO

Em 2006, a Secretaria de Vigilância em Saúde do Ministério da Saúde (SVS/MS) implantou o Sistema de Vigilância de Fatores de Risco para Doenças Crônicas (DCNT) por Inquérito Telefônico - Vigitel nas 26 capitais brasileiras e no Distrito Federal. Esse sistema coleta informações sobre fatores de risco e proteção de DCNT, como o hábito de fumar, hábitos alimentares, excesso de peso, prática de atividade física, consumo excessivo de bebida, morbidade referida, dentre outros temas¹1. Brasil. Vigitel Brasil 2006. Vigilância de fatores de risco e proteção para doenças crônicas por inquérito telefônico: estimativas sobre freqüência e distribuição sócio-demográfica de fatores de risco e proteção para doenças crônicas nas capitais dos 26 estados brasileiros e no Distrito Federal em 2006. Brasília: Ministério da Saúde; 2007. Entretanto, a principal limitação do Vigitel está relacionada com a exclusão dos domicílios sem telefone fixo nas regiões Norte e Nordeste. Em razão da exclusão, a inferência estatística é realizada por meio de procedimentos matemáticos que ajustam os resultados observados na população com telefone fixo para a população sem telefone fixo. Esse procedimento visa à correção do vício potencial introduzido pela baixa taxa de cobertura de telefonia fixa²2. Kish L. Survey Sampling. New York: John Wiley & Sons; 1965. ^{, 3}3. Kalton G. Compensating for Missing Survey Data. An Arbor, Michigan: Institute for Social Research, The University of Michigan; 1983..

Embora, no Brasil, a taxa de cobertura de telefonia fixa tenha crescido a partir do ano 2000, os resultados da Pesquisa de Amostras por Domicílios (PNAD)⁴4. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Microdados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios-2008. Rio de Janeiro; 2009. do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE), realizada em 2008, apontam estimativas muito distintas de domicílios servidos por pelo menos uma linha telefônica residencial, variando entre as capitais de 28% (Boa Vista) a 77% (São Paulo). As regiões Norte e Nordeste apresentam as menores taxas - 41 e 45% respectivamente. Em Aracaju, 49% dos domicílios têm acesso a uma linha telefônica fixa. Na região Centro-Oeste, essa taxa encontra-se em 59%, enquanto as maiores taxas estão nas regiões Sudeste e Sul, com 70 e 74%, respectivamente.

Mesmo com essa limitação, o Vigitel apresenta vários atrativos, como baixo custo operacional e rapidez do processo de divulgação dos resultados, quando comparado a inquéritos domiciliares de porte semelhante⁵5. Waksberg J. Sampling methods for random digit dialing. J Am Stat Assoc 1978; 73: 40-6.

6. Nathan G. Telesurvey methodologies for household surveys - areview and some thoughts for the future. Survey Methodology 2001; 27: 7-31. ^{- 7}7. Monteiro CA, Moura EC, Jaime PC, Lucca A, Florindo AA, Figueiredo ICR, et al. Monitoramento de fatores de risco para doenças crônicas por entrevistas telefônicas. Rev Saude Publica 2005; 39: 47-57.. No entanto, a produção científica expõe três questões: a validade das estimativas obtidas em inquérito por telefone, em razão da exclusão de domicílios sem telefone fixo⁸8. Groves RM. Nonresponse rates and nonresponse bias in household survey. Public Opinion Quarterly, 70 (5), Special Issue, 2006, p. 646-75. Disponível em http://poq.oxfordjournals.org/content/70/5/646.full (Acessado em 12 de dezembro de 2009).
Disponível em http://poq.oxfordjournals....

9. Kerckhove V, Montaquilla JM, Carver PR, Brick JM. An Evaluation of Bias in the 2007 National Household Education Surveys Program: Results From a Special Data Colletion Effort (NCES 2009-029).National Center for Education Statistics, Institute of Education Sciences, US Department of Education. Washington, DC; 2008.

10. Battaglia MP, Frankel MCR, Link MW. Improving Standard Poststratification Techniques for Random-Digit-Dialing Telephone Surveys. Survey Research Methods 2008; 2: 11-9. ISSN 1864-3361. Disponível em http://w4.ub.uni-konstanz.de/srm/article/view/597/1295 (Acessado em 24 de novembro de 2010).
Disponível em http://w4.ub.uni-konstanz.... ^{- 11}11. Lepkowski JM, Tucker C, Brick J, De Leeuwe E, Japec L, Lavraskas PJ, et al. Advanced in Telephone Survey Methodology. New York: John Wiley & Sons, Inc; 2008.; o aumento de ausência de resposta¹⁰10. Battaglia MP, Frankel MCR, Link MW. Improving Standard Poststratification Techniques for Random-Digit-Dialing Telephone Surveys. Survey Research Methods 2008; 2: 11-9. ISSN 1864-3361. Disponível em http://w4.ub.uni-konstanz.de/srm/article/view/597/1295 (Acessado em 24 de novembro de 2010).
Disponível em http://w4.ub.uni-konstanz.... ^{, 11}11. Lepkowski JM, Tucker C, Brick J, De Leeuwe E, Japec L, Lavraskas PJ, et al. Advanced in Telephone Survey Methodology. New York: John Wiley & Sons, Inc; 2008.; e os procedimentos metodológicos para obtenção de estimativas válidas²2. Kish L. Survey Sampling. New York: John Wiley & Sons; 1965. ^{, 3}3. Kalton G. Compensating for Missing Survey Data. An Arbor, Michigan: Institute for Social Research, The University of Michigan; 1983. ^{, 12}12. Kalton G, Flores-Cervantes I. Weighting Methods. J Official Statistics 2003; 19: 81-97.

13. Flores-Cervantes I, Brick JM, Jones ME. Weighting for nontelephone household in the 2001 California Health Interview Survey. Joint Statistical Meetings - Section on Survey Research Methods; 2002.

14. Brick JM,Keeter S, Waksberg J, Bell B, Westat Inc. Adjusting for Coverage Bias Using Telephone Service Interruption Data, NCES 97-336, US Department of Education. National Center for Education Statistics, project otlcer. Washington; 1996. Disponível em http://nces.ed.gov/pubs/97336.pdf. (Acessado em 24 de novembro de 2010).
Disponível em http:...

15. Izrael D, Battaglia MP, Frankel MR. Extreme Survey Weight Adjustment as a Component of Sample Balancing (a.k.a. Raking).SAS Global Forum paper 2009. Disponível em http://www.abtassociates.com/Page.cfm?PageID=40858&FamilyID=8600. (Acessado em 12 de dezembro de 2010).
Disponível em http:... ^{- 16}16. Lee S, Valliant R. Weighting Telephone Samples Using Propensity Scores. Advanced in Telephone Survey Methodology. New York: John Wiley & Sons, Inc.; 2008..

No que se refere à taxa de não resposta, a experiência do Vigitel no Brasil difere em relação à experiência de outros países, como o Behavior Risk Factor Surveleince System (BRFSS)¹⁷17. CDC. Center for Disease Control and Prevention. Behavioral Risk Factor Surveillance System - BRFSS. Survey Data and Documentation, 2009. Disponível em http://www.cdc.gov/brfss/technical_infodata/weighting.htm. (Acessado em 12 de dezembro de 2010).
Disponível em http:... , realizado por mais de 20 anos nos Estados Unidos. Enquanto no BRFSS, na última década, observou-se um aumento da taxa de recusas, no Vigitel a recusa vem sendo progressivamente reduzida, sendo de apenas 2,5% na última edição dele¹⁸18. Ministério da Saúde. Vigitel Brasil 2010. Vigilância de fatores de risco e proteção de doenças crônicas por inquérito telefônico: estimativas sobre freqüência e distribuição sócio-demográfica de fatores de risco e proteção para doenças crônicas nas capitais dos 26 estados brasileiros e no Distrito Federal em 2010. Brasília; 2011..

Avaliar os efeitos do uso de pós-estratificação para corrigir vícios decorrentes da baixa cobertura de telefonia fixa nos resultados divulgados no inquérito telefônico de fatores de risco e proteção para doenças crônicas não transmissíveis (Vigitel) realizado em 2008, em Aracaju, Sergipe, é a intenção central deste estudo.

MÉTODOS

A avaliação da presença de vícios potenciais nos resultados do inquérito telefônico foi realizada por meio da comparação entre os resultados obtidos nos inquéritos por telefone e no domiciliar. As prevalências das variáveis do Inquérito Domiciliar foram consideradas como valores populacionais⁹9. Kerckhove V, Montaquilla JM, Carver PR, Brick JM. An Evaluation of Bias in the 2007 National Household Education Surveys Program: Results From a Special Data Colletion Effort (NCES 2009-029).National Center for Education Statistics, Institute of Education Sciences, US Department of Education. Washington, DC; 2008. por tratar-se de amostra de domicílios com e sem telefone fixo. Para a realização deste estudo, foram adotados os seguintes pressupostos: as prevalências das variáveis levantadas no Inquérito Domiciliar apresentam vícios desprezíveis; as amostras do Vigitel e Inquérito Domiciliar são independentes.

O Inquérito Domiciliar de base populacional entrevistou 2.268 adultos, de ambos os sexos, entre 20 e 69 anos de idade, residentes em 50 setores censitários da cidade de Aracaju, no período de outubro de 2008 a março de 2009, tendo sido realizadas em 2008 83% das entrevistas. O questionário aplicado no Inquérito Domiciliar é idêntico ao Vigitel nos módulos: Frequência Alimentar; Tabagismo; Álcool; Prevenção ao Câncer de Mama e de Cólo de Útero; Percepção e Morbidade Referida. Para análise, foram selecionadas as variáveis que compõem os indicadores: de consumo alimentar (feijão em cinco ou mais dias por semana; frutas, verduras e legumes (FLV) regularmente e recomendado; carnes com gorduras visíveis; leite com teor integral de gordura; refrigerante adoçado em cinco ou mais dias por semana); de consumo de bebida alcoólica (forma abusiva e direção perigosa após consumo de bebida alcoólica abusiva); de tabagismo (fumante e fuma 20 ou mais cigarros diários); de autoavaliação de saúde considerada ruim; de morbidades referidas (pressão alta, diabetes, infarto, derrame ou acidente vascular cerebral (AVC), colesterol ou triglicérides elevado, asma, bronquite asmática, bronquite crônica ou enfisema, osteoporose); de posse de plano de saúde; de prevenção ao câncer de mama em mulheres de 50 a 59 anos (fez exame de mamografia e fez o exame nos últimos dois anos); de prevenção de câncer no cólo de útero em mulheres de 20 a 59 anos (fez exame de papanicolau e fez o exame nos últimos três anos). São todas variáveis qualitativas e transformadas em dicotômicas, recebendo 1 para sim e 0 caso contrário.

A base de dados do Inquérito Domiciliar foi utilizada para identificar as prevalências associadas à posse de telefone fixo e para caracterizar o perfil sociodemográfico da população excluída pelo Vigitel. Na primeira etapa do estudo, os adultos do Inquérito Domiciliar foram divididos em dois estratos: os que possuem e os que não possuem uma linha telefônica residencial (LTR). Isso permitiu a identificação das prevalências associadas à posse de LTR, por meio de procedimento de teste de hipótese para diferença de média entre as populações com e sem telefone fixo, considerando o nível de significância de 5%. Esses dados permitiram, ainda, caracterizar o perfil do não usuário de telefone fixo mediante uso do modelo de regressão logística múltipla ()¹⁹19. Paula GA. Modelos de regressão com apoio computacional. São Paulo: IME - USP; 2004., em que π (x) expressa a probabilidade de não acesso à LTR, dadas as características x_p (faixa etária, cor da pele declarada e anos de estudo). As variáveis explicativas são de natureza qualitativa, sendo considerada como referência a última categoria. Os resultados da regressão logística múltipla são expressos pela razão de chances para uma determinada categoria de x _p e de referência. A razão de chance igual a 1 indica que a chance é igualmente provável nos dois grupos. Valor acima de 1 indica quantas vezes a chance é maior no primeiro grupo, e valor menor que 1 indica quantas vezes a chance é menor no primeiro grupo do que no segundo.

Para suavizar os vícios das estimativas do Vigitel, em decorrência da baixa taxa de domicílios com telefone fixo, o sistema utiliza pesos de pós-estratificação segundo idade, sexo e escolaridade, obtidos pelo método de ponderação por célula¹⁶16. Lee S, Valliant R. Weighting Telephone Samples Using Propensity Scores. Advanced in Telephone Survey Methodology. New York: John Wiley & Sons, Inc.; 2008.. Esses pesos são construídos a partir dos dados do Censo 2000, como fonte externa, e disponibilizados no banco de dados. Para controlar o efeito do fator tempo, novos pesos de pós-estratificação foram construídos a partir dos dados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios realizada em 2008. Esses pesos foram obtidos por meio da razão entre frequência relativa da população (PNAD, 2008) e do Vigitel, em cada célula. No total foram obtidas 36 células compostas por sexo (F, M), faixa etária ([20-24], [25-34], [35-44], [45-54], [55-64] e [65-69] e faixa de escolaridade ([0-8], [9-11] e [12-20].

As prevalências do Vigitel foram obtidas mediante uso do peso básico da amostra multiplicado pelos pesos de pós-estratificação. Já as prevalências do Inquérito Domiciliar foram obtidas mediante uso dos pesos básicos da amostra e das variáveis de planejamento da amostra por serem dados provenientes de plano complexo de amostragem.

O efeito dos pesos de pós-estratificação nas prevalências levantadas pelo Vigitel foi expresso pela diferença entre a prevalência ponderada pelo peso amostral e a prevalência ponderada pelo peso final , i variando de 1 a n entrevistas e j variando de 1 a 36 células.

A definição de vício de uma estimativa é dada por [E(ȳ) - Ȳ ]¹1. Brasil. Vigitel Brasil 2006. Vigilância de fatores de risco e proteção para doenças crônicas por inquérito telefônico: estimativas sobre freqüência e distribuição sócio-demográfica de fatores de risco e proteção para doenças crônicas nas capitais dos 26 estados brasileiros e no Distrito Federal em 2006. Brasília: Ministério da Saúde; 2007 ^{, 2}2. Kish L. Survey Sampling. New York: John Wiley & Sons; 1965., isto é, a diferença entre a esperança da distribuição de médias amostrais e o valor populacional. O desconhecimento desses parâmetros é a principal dificuldade na avaliação do vício associado ao processo de amostragem. Este estudo utilizou a diferença entre duas estimativas para o cálculo do vício do Vigitel. A expressão do vício potencial do Vigitel é dada pela diferença entre as prevalências do Vigitel e do Inquérito Domiciliar ⁸8. Groves RM. Nonresponse rates and nonresponse bias in household survey. Public Opinion Quarterly, 70 (5), Special Issue, 2006, p. 646-75. Disponível em http://poq.oxfordjournals.org/content/70/5/646.full (Acessado em 12 de dezembro de 2009).
Disponível em http://poq.oxfordjournals.... ^{, 9}9. Kerckhove V, Montaquilla JM, Carver PR, Brick JM. An Evaluation of Bias in the 2007 National Household Education Surveys Program: Results From a Special Data Colletion Effort (NCES 2009-029).National Center for Education Statistics, Institute of Education Sciences, US Department of Education. Washington, DC; 2008., tendo sido utilizado o erro quadrático médio (EQM) da prevalência EQM ²7. Monteiro CA, Moura EC, Jaime PC, Lucca A, Florindo AA, Figueiredo ICR, et al. Monitoramento de fatores de risco para doenças crônicas por entrevistas telefônicas. Rev Saude Publica 2005; 39: 47-57. ^{, 3}3. Kalton G. Compensating for Missing Survey Data. An Arbor, Michigan: Institute for Social Research, The University of Michigan; 1983. e a raiz quadrada do EQM (REQM) como medida de acurácia. A REQM informa a distância entre o resultado divulgado pelo sistema Vigitel e o valor populacional expresso pela estimativa do Inquérito Domiciliar (população com e sem telefone fixo).

O Inquérito Domiciliar "Avaliação de Efetividade do Programa Academia da Cidade Aracaju" e o Vigitel foram aprovados pela Comissão Nacional de Ética em Pesquisa em Seres Humanos (CONEP). No caso do Vigitel, o consentimento livre e esclarecido foi substituído pelo consentimento verbal obtido por ocasião dos contatos telefônicos com os entrevistados.

RESULTADOS

No Inquérito Domiciliar, ao comparar as prevalências entre o grupo de indivíduos que possui LTR e o grupo que não possui, foram verificadas diferenças significativas em 10 das 22 variáveis analisadas (Tabela 1). Nota-se que o grupo que possui LTR é diferente nas prevalências: de consumo regular de feijão, frutas, legumes e verduras (FLV) regularmente e recomendado; no consumo de carnes com gorduras visíveis; na autoavaliação do estado de saúde como ruim; nas morbidades referidas de diabetes e asma, bronquite asmática, bronquite crônica ou enfisema; na posse de plano de saúde e na cobertura de prevenção ao câncer de mama em mulheres de 50 a 59 anos.

Os resultados do modelo de regressão logística múltipla, expressos pelas razões de chances, mostram que a chance de um adulto não ser usuário de LTR diminui à medida que aumenta a escolaridade. A mesma relação é encontrada para a faixa etária (Tabela 2). A variável cor da pele declarada não foi significativa no modelo.

Em 2008, os dados da PNAD⁴4. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Microdados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios-2008. Rio de Janeiro; 2009. apontavam que 49% dos domicílios de Aracaju, Sergipe, possuíam telefone fixo. Em decorrência da exclusão dos domicílios sem telefone fixo, observa-se que a pirâmide etária da amostra do Vigitel, quando são levados em conta somente os pesos básicos da amostra, é diferente da população estimada pela PNAD⁴4. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Microdados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios-2008. Rio de Janeiro; 2009. em 2008. Essa diferença também ocorreu para a variável anos de estudo. Usando o procedimento de ponderação para corrigir a inferência estatística, a distribuição da amostra do Vigitel é ajustada para a da população estimada pela PNAD⁴4. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Microdados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios-2008. Rio de Janeiro; 2009., usada como fonte externa. Observa-se que o uso de pesos de pós-estratificação nas análises estatísticas faz com que a pirâmide etária estimada pela amostra do Vigitel seja igual à da população. Isso também ocorre para a distribuição da variável anos de estudo (Figura 1).

Avaliando os efeitos dos pesos de pós-estratificação nas prevalências divulgadas pelo Vigitel, nota-se que as prevalências associadas à posse de LTR apresentam as maiores diferenças, exceto para a autoavaliação de saúde como ruim, a morbidade referida de diabetes e a realização do exame de mamografia. Os pesos diminuíram as prevalências do consumo de FLV regularmente e recomendado, a posse de plano de saúde e se fez exame de mamografia nos últimos dois anos, e aumentaram a proporção do consumo de feijão cinco ou mais dias por semana e de carnes com gordura visível. Dentre as prevalências não associadas à posse de LTR, os pesos de pós-estratificação aumentaram, em menos de 2%, as prevalências de consumo de leite com teor integral de gordura,de refrigerante adoçado e de bebida alcoólica, enquanto as estimativas de morbidade referida hipertensão arterial, infarto e prevenção ao câncer de colo de útero diminuíram em até 2,6%. Nota-se ainda que as prevalências menores ou iguais a 10% ou acima de 90% apresentam diferença inferior a 1% (Tabela 3).

Na avaliação de vícios potenciais, os resultados apontam, em 14 das 22 prevalências, presença de vícios absolutos superiores a 2%. O Vigitel subestima as prevalências que monitoram os indicadores de consumo alimentar, o consumo de bebida alcoólica e a prevenção de câncer no colo de útero na faixa etária de 25 a 59 anos. Por outro lado, o Vigitel superestima as prevalências de morbidade referida, a posse de plano de saúde e a cobertura de prevenção ao câncer de mama na faixa etária de 50 a 59 anos. Das 15 prevalências, 8 delas estão associadas à posse de LTR, com vícios variando de 2,31a 12,99% (Tabela 4).

Os pesos de pós-estratificação corrigiram os vícios potenciais do consumo de feijão cinco ou mais dias por semana, FLV regularmente e recomendado, e eliminaram parcialmente os vícios potenciais do consumo de carnes com gordura visível, morbidade referida de asma, posse de plano de saúde e cobertura de prevenção de câncer de mama em mulheres de 50 a 59 anos. Entre as variáveis não associadas à posse de LTR, destacam-se a presença de vícios nos consumos de leite com teor integral de gordura (7,9%), refrigerante adoçado 5 ou mais dias por semana (7,7%) e de bebida alcoólica de forma abusiva (5,5%), e na morbidade referida de hipertensão arterial em 4,8% (Tabela 4).

DISCUSSÃO

Em 2008, apenas 49% dos domicílios particulares permanentes, localizados na capital Aracaju, Sergipe, possuíam telefone fixo, segundo dados da PNAD⁴4. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Microdados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios-2008. Rio de Janeiro; 2009.. Os não usuários de telefone fixo estão concentrados nas classes de menor escolaridade e entre os indivíduos mais jovens. Esses resultados são consistentes com outros estudos que identificaram o perfil do não usuário de telefone fixo¹⁰10. Battaglia MP, Frankel MCR, Link MW. Improving Standard Poststratification Techniques for Random-Digit-Dialing Telephone Surveys. Survey Research Methods 2008; 2: 11-9. ISSN 1864-3361. Disponível em http://w4.ub.uni-konstanz.de/srm/article/view/597/1295 (Acessado em 24 de novembro de 2010).
Disponível em http://w4.ub.uni-konstanz.... ^{, 20}20. Thornberry JR OT, Massey JT. Correcting for Undercoverage Bias in Random Digit Dialed National Health Survey. National Center for Health Statistics, 1978. Disponível em http://www.amstat.org/sections/srms/proceedings/papers/1978_045.pdf. (Acessado em 25 de outubro de 2010).
Disponível em http:... .

Os resultados do Inquérito Domiciliar apontam dez prevalências associadas à posse de LTR. As prevalências são: consumo regular de feijão, consumo de FLV regularmente e recomendado, consumo de carnes com gorduras visíveis, autoavaliação de saúde considerada ruim e morbidade referida de diabetes e asma, bronquite asmática, bronquite crônica ou enfisema, posse de plano de saúde e cobertura de prevenção ao câncer na mama em mulheres entre 50 e 59 anos. Desse conjunto de prevalências, os pesos de pós-estratificação corrigiram os vícios potencias, para níveis inferiores a 3%, do consumo de feijão em cinco ou mais dias por semana e consumo de FLV regularmente, enquanto os pesos eliminaram parcialmente o vício potencial da prevalência de asma, posse de plano de saúde e a cobertura de prevenção de câncer de mama em mulheres de 50 a 59 anos. Bernal²¹21. Bernal RTI. Inquéritos por Telefone: inferências válidas em regiões com baixa taxa de cobertura de linhas residenciais. [Tese de Doutorado]. São Paulo: Faculdade de Saúde Pública, USP; 2011. encontrou resultado semelhante para a prevalência de asma no estudo realizado no município de Rio Branco, Acre. Entretanto, em Aracaju, observou-se que o método de ponderação apresenta baixo desempenho na redução do vício das prevalências inferiores a 10% ou superiores a 90% levantadas na população com telefone fixo,como ocorrido com a cobertura de exame de mamografia em mulheres de 50 a 69 anos, cuja população com telefone fixo apresenta 95% de cobertura. Era esperado que os pesos de pós-estratificação diminuíssem a prevalência, dado que a cobertura de exame de mamografia na população é de 83%.

No entanto, a produção científica internacional existente sobre presença de vício em Inquérito por Telefone⁸8. Groves RM. Nonresponse rates and nonresponse bias in household survey. Public Opinion Quarterly, 70 (5), Special Issue, 2006, p. 646-75. Disponível em http://poq.oxfordjournals.org/content/70/5/646.full (Acessado em 12 de dezembro de 2009).
Disponível em http://poq.oxfordjournals....

9. Kerckhove V, Montaquilla JM, Carver PR, Brick JM. An Evaluation of Bias in the 2007 National Household Education Surveys Program: Results From a Special Data Colletion Effort (NCES 2009-029).National Center for Education Statistics, Institute of Education Sciences, US Department of Education. Washington, DC; 2008.

10. Battaglia MP, Frankel MCR, Link MW. Improving Standard Poststratification Techniques for Random-Digit-Dialing Telephone Surveys. Survey Research Methods 2008; 2: 11-9. ISSN 1864-3361. Disponível em http://w4.ub.uni-konstanz.de/srm/article/view/597/1295 (Acessado em 24 de novembro de 2010).
Disponível em http://w4.ub.uni-konstanz.... ^{- 11}11. Lepkowski JM, Tucker C, Brick J, De Leeuwe E, Japec L, Lavraskas PJ, et al. Advanced in Telephone Survey Methodology. New York: John Wiley & Sons, Inc; 2008. mostra que os métodos de ponderação eliminam parcialmente o vício. Os resultados encontrados no sistema Vigitel Aracaju corroboram com a literatura internacional.

Com vistas à redução de vícios potenciais, outra linha de pesquisa utiliza os métodos alternativos conhecidos como inquérito dual-frame ²² 22. Groves RM, Lepkowski JM. Dual Frame, Mixed Mode Survey Designs. Journal of Official Statistics. 1985: 1(3): 263-86. Disponível em http://www.jos.nu/Articles/article.asp. (Acessado em12 de dezembro de 2010).
Disponível em http:... e multiple mode and frame ²³23. Brick JM, Lepkowski JM. Multiple Mode and Frame Telephone Survey. Advanced in Telephone Survey Methodology. New York: John Wiley & Sons, Inc.; 2008.. Esses métodos utilizam mais de um cadastro para fins de sorteio e apresentam algumas vantagens em relação ao Inquérito por Telefone. O grande desafio consistia na obtenção de estimativas válidas para os dados provenientes de cadastros múltiplos. Com o avanço da tecnologia, atualmente, já estão disponíveis algoritmos para obtenção de estimativas válidas. Mas Flores-Cervantes et al.¹³13. Flores-Cervantes I, Brick JM, Jones ME. Weighting for nontelephone household in the 2001 California Health Interview Survey. Joint Statistical Meetings - Section on Survey Research Methods; 2002. alertam que, para inquéritos com baixa taxa de domicílios com telefone fixo,o inquérito dual frame tem um custo relativamente alto, o que também inviabiliza seu uso.

CONCLUSÃO

Em Aracaju, Sergipe, os não usuários de telefones fixos estão concentrados nas classes sociais menos favorecidas e apresentam maiores prevalências nas variáveis associadas a fatores de risco, como consumo de carne com gorduras visíveis.

No geral, os pesos de pós-estratificação eliminam parcialmente o vício na estimativa, cuja origem está associada à baixa taxa de cobertura de domicílios com telefone fixo. Entretanto, em Aracaju, observou-se que o método de ponderação apresenta baixo desempenho na redução do vício das prevalências inferiores a 10% ou superiores a 90% levantadas na população com telefone fixo.

Tendo em vista a redução dos vícios potencias nos resultados divulgados pelo sistema Vigitel, em regiões de baixa cobertura de telefone fixo, torna-se necessário o uso de procedimentos de ponderação alternativos e estratégia de seleção de variáveis externas para construção de pesos de pós-estratificação. A utilização de métodos alternativos de cadastros múltiplos para aumentar a cobertura do Vigitel também se faz necessária.

O desafio consiste na carência, no Brasil, de estudos metodológicos sobre a estimação de vícios decorrentes de ausência de resposta e de baixa cobertura de cadastro utilizado para fins de sorteio da amostra.

Referências bibliográficas

Datas de Publicação

Histórico