Resumo

INTRODUÇÃO

Perda de dentes constitui sério agravo à saúde bucal e saúde geral,⁸8. Holm-Pedersen P, Schultz-Larsen K, Christiansen N, Avlund K. Tooth loss and subsequent disability and mortality in old age. J Am Geriatr Soc. 2008;56(3):429-35. DOI:10.1111/j.1532-5415.2007.01602.x e é resultante, principalmente, da evolução da cárie dentária e doença periodontal. Em estudo sobre carga global de doenças no ano de 2010, as perdas dentárias severas (menos de nove dentes permanentes presentes) foram consideradas a 36ª condição mais prevalente, com uma estimativa global de 2,3%.¹³13. Marcenes W, Kassebaum NJ, Bernabé E, Flaxman A, Naghavi M, Lopez A, et al. Global burden of oral conditions in 1990-2010: a systematic analysis. J Dent Res. 2013;92(7):592-7. DOI:10.1177/0022034513490168

Perda de dentes é um marcador conhecido das desigualdades em saúde⁵5. Bernabé E, Marcenes W. Income inequality and tooth loss in the United States. J Dent Res. 2011;90(6):724-9. DOI:10.1177/0022034511400081 e pode ser considerada um problema de saúde pública, pois impacta a qualidade de vida das pessoas por provocar perda de capacidade funcional, dor e sofrimento.¹⁹19. Petersen PE. World Health Organization global policy for improvement of oral health - World Health Assembly 2007. Int Dent J. 2008;58(3):115-21. DOI:10.1922/IDJ_1930Petersen07 Ainda são observados gradientes sociais quando se estudam desigualdades em saúde bucal, mostrando a necessidade de se conhecer melhor a forma como essas desigualdades se manifestam na sociedade.¹⁵15. Marmot M, Bell R. Social determinants and dental health. Adv Dent Res. 2011;23(2):201-6. DOI:10.1177/0022034511402079 As perdas dentárias são determinadas por fatores como nível educacional, renda familiar, hábitos de higiene bucal e consumo alimentar²²22. Sanders AE, Lim S, Sohn W. Resilience to urban poverty: theoretical and empirical considerations for population health. Am J Public Health. 2008;98(6):1101-6. DOI.10.2105/AJPH.2007.119495 e pelo uso e acesso a serviços odontológicos.²¹21. Sanders AE, Spencer AJ, Slade GD. Evaluating the role of dental behaviour in oral health inequalities. Community Dent Oral Epidemiol. 2006;34(1):71-9. DOI:10.1111/j.1600-0528.2006.00261.x ^{, 25}25. Thomson WM, Poultron R, Kruger E, Boyd D. Socio-economic and behavioural risk factors for tooth loss from age 18 to 26 among participants in the Dunedin Multidisciplinary Health and Development Study. Caries Res. 2000;34(5):361-6. DOI:10.1159/000016610 Mudanças no estilo de vida e nas condições sociais são fundamentais para reduzir estas desigualdades produzidas pelo menor número de dentes presentes entre os mais socialmente desfavorecidos.⁷7. Chestnutt IG. Adressing oral health inequalities in the United Kingdom: the impact of devolution on population-based fluoride policy. Br Dent J. 2013;215(1):11-2. DOI:10.1038/sj.bdj.2013.626 Outro aspecto é a influência da disponibilidade de água fluoretada sobre as perdas dentárias, visto que são desconhecidos estudos que utilizem o tempo de disponibilidade desta medida, controlado pelo tempo de moradia no mesmo local. Como consequência da cárie, a perda dentária também pode sofrer influência desta situação.

Fatores contextuais relativos ao local onde as pessoas vivem também podem influenciar nas perdas dentárias. As condições socioeconômicas expõem os indivíduos a ambientes mais ou menos favoráveis, tornando-se imprescindível conhecer as estratificações sociais e as exposições e vulnerabilidades que são associados a essas estratificações.¹⁵15. Marmot M, Bell R. Social determinants and dental health. Adv Dent Res. 2011;23(2):201-6. DOI:10.1177/0022034511402079 ^{, 20}20. Sabbah W, Tsakos G, Chandola T, Sheiham A, Watt RG. Social gradients in oral and general health. J Dent Res. 2007;86(10):992-6. DOI:10.1177/154405910708601014 As desigualdades entre os estratos sociais podem ocasionar o surgimento de fatores de risco ou de proteção, afetando a população de forma heterogênea.²2. Antunes JLF, Narvai PC. Dental health policies in Brazil and their impact on health inequalities. Rev Saude Publica. 2010;44(2):360-5. DOI:10.1590/S0034-89102010005000002

Outro aspecto contextual a ser considerado é a fluoretação das águas. Mesmo entre adultos, o efeito do flúor na água como medida de prevenção das cáries dentárias pode ser semelhante entre nascidos antes ou após a incorporação desta medida.²⁴24. Slade GD, Sanders AE, Do L, Roberts-Thomson K, Spencer AJ. Effects of fluoridated drinking water on dental caries in Australian adults. J Dent Res. 2013;92(4):376-82. DOI:10.1177/0022034513481190 Assim, com seu caráter universal, a fluoretação das águas pode contribuir para a redução de desigualdades em saúde bucal,¹⁶16. McGrady MG, Ellwood RP, Maguire A, Goodwin M, Boothman N, Pretty IA. The association between social deprivation and the prevalence and severity of dental caries and fluorosis in populations with and without water fluoridation. BMC Public Health. 2012;12(1):1122. DOI:10.1186/1471-2458-12-1122 inclusive das perdas dentárias na idade adulta.¹⁸18. Neidell M, Herzog K, Glied S. The association between community water fluoridation and adult tooth loss. Am J Public Health. 2010;100(10):1980-5. DOI:10.2105/AJPH.2009.189555

Contudo, há poucos estudos sobre fatores contextuais associados a perdas dentárias.¹1. Aida J, Hanibuchi T, Nakade M, Hirai H, Osaka K, Kondo K. The different effects of vertical social capital and horizontal social capital on dental status: a multilevel analysis. Soc Sci Med. 2009;69(4):512-8. DOI:10.1016/j.socscimed.2009.06.003 ^{, 6}6. Celeste RK, Nadanovsky P, Ponce de Leon A, Fritzell J. The individual and contextual pathways between oral health and income inequality in Brazilian adolescents and adults. Soc Sci Med. 2009;69(10):1468-75. DOI:10.1016/j.socscimed.2009.08.005 ^{, 10}10. Koltermann AP, Giordani JMA, Pattussi MP. The association between individual and contextual factors and functional dentition status among adults in Rio Grande do Sul State, Brazil: a multilevel study. Cad Saude Publica. 2011;27(1):173-82. DOI:10.1590/S0102-311X2011000100018 ^{, 17}17. Moreira RS, Nico LS, Barrozo LV, Pereira JC. Tooth loss in Brazilian middle-aged adults: multilevel effects. Acta Odontol Scand. 2010;68(5):269-77. DOI:10.3109/00016357.2010.494617 ^{, 23}23. Sanders AE, Turrell G, Slade GD. Affluent neighborhoods reduce excess risk of tooth loss among the poor. J Dent Res 2008;87(10):969-73. DOI:10.1177/154405910808701006 ^{, 26}26. Turrell G, Sanders AE, Slade GD, Spencer AJ, Marcenes W. The independent contribution of neighborhood disadvantage and individual-level socioeconomic position to self-reported oral health: a multilevel analysis. Community Dent Oral Epidemiol. 2007;35(3):195-206. DOI:10.1111/j.1600-0528.2006.00311.x Este conhecimento torna-se importante uma vez que o local de moradia pode influenciar nas perdas dentárias, considerando a disponibilidade de serviços, os comportamentos resultantes dos hábitos e modo de vida dos indivíduos e como estes interagem nessas coletividades.

Também é importante conhecer o potencial de interação entre o nível individual e o nível contextual no desenvolvimento de agravos bucais, sob pena dos modelos de análise ficarem incompletos.²³23. Sanders AE, Turrell G, Slade GD. Affluent neighborhoods reduce excess risk of tooth loss among the poor. J Dent Res 2008;87(10):969-73. DOI:10.1177/154405910808701006 ^{, 26}26. Turrell G, Sanders AE, Slade GD, Spencer AJ, Marcenes W. The independent contribution of neighborhood disadvantage and individual-level socioeconomic position to self-reported oral health: a multilevel analysis. Community Dent Oral Epidemiol. 2007;35(3):195-206. DOI:10.1111/j.1600-0528.2006.00311.x

Não se tem conhecimento de qualquer estudo sobre o tema, considerando as características de vizinhança no contexto de um município, nos países latino-americanos, onde as desigualdades de renda figuram entre os mais altos níveis em todo o mundo,^aa Lopez J, Perry G. Inequality in Latin America: determinants and consequences. Washington (DC): World Bank; 2008. (Policy Research Working Paper, 4504). e no Brasil, onde profundas desigualdades socioeconômicas são observadas.

O objetivo deste estudo foi analisar se as condições socioeconômicas contextuais e tempo de disponibilidade da água fluoretada estão associados com o número de dentes presentes.

MÉTODOS

Foi realizado estudo transversal, linha de base de um estudo de coorte de base populacional com adultos de 20 a 59 anos de idade, residentes na zona urbana de Florianópolis, SC, no ano de 2009. Foram coletadas informações sobre diversas condições de saúde geral e bucal e registradas medidas como peso, altura, perímetro da cintura e pressão arterial.

Como vários desfechos foram investigados, utilizou-se a fórmula para cálculo de prevalência na definição do tamanho da amostra, considerando o desfecho como prevalência desconhecida (50,0%). O nível de significância adotado foi 5% e erro amostral previsto de 3,5 pontos percentuais. Foi utilizado valor relativo para compensação das perdas previstas (10,0%) e do efeito do delineamento igual a 2 em função de amostra por conglomerados. O cálculo foi executado no programa EpiInfo 6.04, resultando em uma amostra final de 2.016 indivíduos.

Levando-se em conta a prevalência das perdas dentárias na população de estudo (18,0%), foi calculada a amostra a posteriori para testar associações, utilizando os demais parâmetros da amostra inicial. Obteve-se amostra de 974 pessoas. Considerando as associações, a amostra não apresentou alto poder para as variáveis demográficas, sendo este 29,4% para sexo e 4,6% para cor da pele.

Por se tratar de uma amostra por conglomerados, as unidades de primeiro estágio foram os setores censitários. De acordo com o censo de 2000,^bb Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Censo demográfico 2000. Rio de Janeiro; 2000 [citado 2015 fev 12]. Disponível em: http://www.ibge.gov.br/home/estatistica/populacao/default_censo_2000.shtm os 420 setores domiciliares urbanos de Florianópolis foram estratificados em ordem crescente de renda do chefe da família. Foram sorteados sistematicamente 60 destes setores, sendo seis em cada decil de renda.

Como unidades de segundo estágio, foram utilizados os domicílios. Em função de os dados do número de domicílios referirem-se ao ano 2000, tornou-se necessária a atualização deste número. Para tanto, os supervisores do estudo percorreram os setores censitários sorteados e realizaram a contagem dos domicílios habitados, que variou de 61 a 810 entre os setores. Com o intuito de reduzir o coeficiente de variação entre as unidades setoriais, reorganizaram-se os setores por meio de fusão e divisão dessas unidades. O coeficiente de variação inicial era 55,0% (n = 60 setores) e o final foi 32,0% (n = 63 setores). Os 63 setores foram compostos por 16.755 domicílios. Foram sorteados sistematicamente 18 domicílios em cada um dos 63 setores, totalizando 1.134 domicílios.

Foi realizado pré-teste do questionário em setor censitário sorteado e diferente dos incluídos na amostra. Cada entrevistadora realizou no mínimo três entrevistas, totalizando aproximadamente 100, as quais não foram incluídas na análise.

No período compreendido entre setembro de 2009 e janeiro de 2010 ocorreu a coleta de dados por meio de entrevistas individuais realizadas nos domicílios. Foram selecionadas e treinadas 35 entrevistadoras. Foram consideradas perdas os domicílios visitados pelo menos quatro vezes sem que a entrevistadora conseguisse localizar o indivíduo (sendo uma visita em final de semana e outra no período noturno) ou caso houvesse recusa da participação. Para a realização das entrevistas, foram disponibilizados 35 computadores portáteis.

Para controle de qualidade, cerca de 15,0% (n = 248) dos participantes foram entrevistados duas vezes, sendo a segunda entrevista uma versão reduzida do questionário e aplicada pelos supervisores por telefone.

A variável de desfecho foi o número de dentes presentes autorreferido. Coletada originalmente como o número de dentes presentes em cada um dos arcos dentários, as questões dispunham das seguintes possibilidades de respostas: 10 dentes naturais ou mais; menos de 10 dentes naturais e, nenhum dente natural. Para a confecção da variável desfecho, o número de dentes presentes das variáveis originais foi unido produzindo um desfecho dicotômico: 10 ou mais dentes presentes em ambos os arcos e menos que 10 dentes presentes em pelo menos um arco ou edêntulos.

Como variáveis exploratórias e individuais, foram utilizadas variáveis demográficas (sexo, idade e cor da pele) e socioeconômicas (renda per capita, nível de escolaridade de acordo com o número de anos de estudo e tempo de residência no domicílio).

Para a variável cor da pele, utilizou-se a classificação do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE), com a declaração de cor da pele autorreferida branca, parda, preta, amarela e indígena. Com referência a amarelos e indígenas, que correspondeu apenas a 0,46% da amostra (quatro ocorrências em cada categoria), as análises descritivas e múltiplas não foram apresentadas nos resultados, porém ambas foram mantidas em todas as análises.

A variável faixa etária foi dividida em duas categorias: 20 a 39 anos e 40 a 59 anos.

A renda, coletada como variável contínua, foi dividida pelo número de moradores no domicílio resultando na variável renda per capita familiar, posteriormente categorizada em tercis. A variável renda foi expressa no padrão monetário brasileiro - Real (R$)^cc No período da coleta de dados, 1 dólar correspondia a 1,70 reais. e avaliada em tercis (tercil 1: ≤ R$555,00; tercil 2: R$555,01 a R$1.266,67 e tercil 3: ≥ R$1.266,68). O nível de escolaridade foi medido pelo número de anos de estudo completados e analisado segundo as categorias 12 anos ou mais; nove a 11 anos; cinco a oito anos e quatro anos ou menos.

Adicionalmente, o tempo de residência no domicílio em meses foi utilizado como variável de controle.

No que se refere às variáveis contextuais, a fim de apresentar os efeitos dos aspectos socioeconômicos do setor censitário sobre a saúde dos indivíduos, fez-se a opção pelo uso de um índice socioeconômico composto.

Para a variável contextual, foram utilizadas as variáveis do censo demográfico, realizado no ano 2000: renda média do setor censitário, escolaridade média e percentual de domicílios com disponibilidade de água tratada. Considerando-se a complementaridade das diferentes medidas de situação socioeconômica, para essa variável utilizou-se o método de análise fatorial, com transformação policórica e rotação ortogonal, o que permitiu a construção de uma única variável socioeconômica. As cargas fatoriais resultantes foram 0,89, 0,94 e 0,38, para renda, escolaridade e disponibilidade de água tratada, respectivamente. A partir dos resultados da análise fatorial, em que a extração de apenas um fator mostrou-se satisfatória para a análise multinível proposta, criou-se a variável socioeconômica que resultou da soma das três variáveis do censo de 2000 (Eigenvalue 2,44, percentual de explicação da variância 97,7%, alpha de Cronbach de 0,74) que foi, posteriormente, dividida em tercis. Estes foram denominados de área mais rica (melhores condições socioeconômicas), área intermediária e área mais pobre (piores condições socioeconômicas).

Como segunda variável contextual, utilizou-se o tempo de disponibilidade de água tratada fluoretada no setor censitário. Para a criação da variável, buscou-se junto à empresa responsável pela distribuição da água tratada na região (Companhia Catarinense de Águas e Saneamento – CASAN) o tempo de disponibilidade para cada um dos setores censitários do município, incluídos na amostra e analisados pelas categorias: início no ano de 1982 e em 1996.

O modelo estatístico utilizado foi a regressão logística multinível, que consiste em modelo linear generalizado, no qual os setores censitários compreenderam o segundo nível de análise e o indivíduo, o primeiro nível. Para a execução da análise multinível, foi utilizado o software Stata 11.0. Todas as análises incluíram o peso amostral (w = 1/f; f = f1 * f2), sendo utilizado o comando xtlogit para a execução da regressão logística multinível, com o subcomando re para os efeitos randômicos. Inicialmente a associação entre a variável socioeconômica contextual e o desfecho foi testada. Na sequência, o tempo de disponibilidade de água tratada fluoretada foi incluído. O tempo de residência no bairro foi incluído posteriormente como variável de controle. O efeito das variáveis individuais na associação da variável socioeconômica contextual foi medido pela inclusão sequencial dos grupos de variáveis demográficas e socioeconômicas, por meio das mudanças na razão de chances (OR) e seus intervalos com 95% de confiança (IC95%). Os termos de interação entre as variáveis contextuais e individuais foram criados para analisar a interação interníveis. O efeito de cluster foi verificado por meio da correlação intraclasse, constituído pela proporção de variância explicada para o segundo nível.

A proporção de resposta foi 85,3% (1.720 respondentes). As perdas se distribuíram de forma homogênea em relação aos decis de renda dos setores censitários. A proporção de avaliados em cada faixa etária foi similar àquela do último Censo realizado em 2010. A média de idade dos participantes foi 38 anos (IC95% 37,5;38,6).

O projeto foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa com Seres Humanos da Universidade Federal de Santa Catarina (Parecer 351/08, de 15 de dezembro de 2008). Todos os participantes assinaram o termo de consentimento livre e esclarecido. Os indivíduos que foram diagnosticados como hipertensos ou relataram sentir algum tipo de dor ou desconforto foram instruídos a procurarem a unidade de saúde de referência mais próxima de sua residência, sendo informados de sua localização.

RESULTADOS

Aproximadamente 20,0% dos participantes apresentaram-se com menos de dez dentes em pelo menos um arco, dos quais 2,4% (IC95% 1,7;3,4) eram edêntulos.

A maioria dos participantes era do sexo feminino, que também apresentou maior prevalência do desfecho quando comparada ao sexo masculino. Participantes com 40 anos ou mais tiveram prevalência quase sete vezes maior de menos dentes presentes. Observou-se um gradiente entre prevalência de ter menos de 10 dentes presentes em pelo menos um arco ou ser edêntulo e variáveis socioeconômicas individuais e contextual. Com relação à disponibilidade de flúor na água de abastecimento, não houve diferença significativa na prevalência de ter menos de 10 dentes presentes em pelo menos um arco, segundo os anos de implementação da medida (Tabela 1).

A associação entre a variável socioeconômica contextual e o menor número de dentes presentes ou ser edêntulo permaneceu estatisticamente significativa mesmo após ajuste pelas demais variáveis (Tabela 2). Observou-se inicialmente que indivíduos do tercil mais pobre tiveram três vezes mais chance de ter menos dentes presentes, enquanto aqueles do tercil intermediário apresentaram mais que duas vezes mais chance, quando comparados aos indivíduos do tercil mais rico. A inclusão das variáveis demográficas no modelo 3 aumentou a magnitude da associação entre o desfecho e o índice socioeconômico contextual. A inclusão no modelo 4 das variáveis socioeconômicas individuais reduziu a magnitude da associação, contudo manteve significância estatística. Indivíduos com menor tempo de disponibilidade do flúor na água de abastecimento apresentaram pequena chance de terem mais dentes perdidos, quando comparados àqueles com a disponibilidade da medida há 27 anos. Das variáveis incluídas na análise, a cor da pele foi a única que não apresentou significância estatística (p = 0,513), não sendo incluída nos modelos seguintes.

A correlação intraclasse, que indica o efeito contextual sobre as perdas dentárias, reduziu com o ajuste do modelo. Para a variável socioeconômica contextual, a medida de associação reduziu aproximadamente 50,0% após o ajuste pelas variáveis individuais, enquanto para a disponibilidade de água fluoretada aumentou em 3,0% (Tabela 2).

A variável água fluoretada modificou o efeito da renda per capita familiar (Figura 1) e do nível educacional (Figura 2) sobre o menor número de dentes presentes. Entre os mais pobres e os menos escolarizados, a disponibilidade da água fluoretada diminuiu consideravelmente a proporção de pessoas com menos dentes presentes ou edêntulos, enquanto entre aqueles com melhores condições de renda e escolaridade, esse efeito protetor não foi percebido.

DISCUSSÃO

Piores condições socioeconômicas contextuais e residência em setores censitários com disponibilidade de água fluoretada há menos tempo apresentaram associação com menor número de dentes presentes, mesmo após ajuste por fatores de risco bem conhecidos no nível individual.

Os resultados deste estudo são compatíveis com os encontrados por Turrel et al²⁶26. Turrell G, Sanders AE, Slade GD, Spencer AJ, Marcenes W. The independent contribution of neighborhood disadvantage and individual-level socioeconomic position to self-reported oral health: a multilevel analysis. Community Dent Oral Epidemiol. 2007;35(3):195-206. DOI:10.1111/j.1600-0528.2006.00311.x (2007) e Sanders et al²³23. Sanders AE, Turrell G, Slade GD. Affluent neighborhoods reduce excess risk of tooth loss among the poor. J Dent Res 2008;87(10):969-73. DOI:10.1177/154405910808701006 (2008), em que o efeito da vizinhança com melhores condições socioeconômicas reduziu a proporção de dentes perdidos entre aqueles em condições intermediárias e os mais pobres. As características socioeconômicas dos bairros foram associadas com o relato de ter poucos dentes, independentemente das características socioeconômicas das pessoas, de forma mais específica para os moradores dos bairros desfavorecidos. Segundo Turrel,²⁶26. Turrell G, Sanders AE, Slade GD, Spencer AJ, Marcenes W. The independent contribution of neighborhood disadvantage and individual-level socioeconomic position to self-reported oral health: a multilevel analysis. Community Dent Oral Epidemiol. 2007;35(3):195-206. DOI:10.1111/j.1600-0528.2006.00311.x o efeito das piores condições dos bairros persiste após ajuste pelo nível educacional e as diferenças de renda entre os domicílios de cada área. Dessa forma, a exposição aos fatores socioeconômicos da vizinhança pode representar riscos ou benefícios para o estado de saúde individual.²⁸28. Weden MM, Bird CE, Escarce JJ, Lurie N. Neighborhood archetypes for population health research: is there no place like home? Health Place. 2011;17(1):289-99. DOI:10.1016/j.healthplace.2010.11.002 É no acesso diferenciado aos bens e serviços, recursos e equipamentos sociais, além da interação social, que a estrutura socioeconômica se constitui no mediador dos riscos e benefícios que os indivíduos recebem do local onde residem, determinando seu estado de saúde.¹⁴14. Marmot M. The influence of income on health: views of an epidemiologist. Health Aff (Millwood). 2002;21(2):31-46. DOI:10.1377/hlthaff.21.2.31 Nessa lógica, o contexto onde as pessoas vivem se torna a síntese de diferentes combinações de fatores sociais, econômicos, estruturais, demográficos e geográficos, afetando a vida e a saúde das pessoas que nele vivem.²⁸28. Weden MM, Bird CE, Escarce JJ, Lurie N. Neighborhood archetypes for population health research: is there no place like home? Health Place. 2011;17(1):289-99. DOI:10.1016/j.healthplace.2010.11.002

A variável socioeconômica contextual permaneceu associada ao desfecho em todos os modelos, com perda da magnitude da associação quando foram incluídas as variáveis socioeconômicas individuais. Segundo Listl,¹²12. Listl S. Income-related inequalities in dental service utilization by Europeans aged 50+. J Dent Res. 2011;90(6):717-23. DOI:10.1177/0022034511399907 (2011) existe um gradiente socioeconômico em saúde bucal (piores condições bucais entre os mais pobres), sugerindo que este fato decorra de dificuldade no acesso e na utilização dos serviços de saúde. No presente estudo, podem existir características na distribuição dos serviços odontológicos, sejam eles públicos ou privados, que interferiram na ocorrência do desfecho, ou ainda características ambientais que dificultariam o acesso e consequente utilização do serviço. Estudo longitudinal conduzido na Dinamarca¹¹11. Li KY, Wong MCM, Lam KF, Schwarz E. Age, period, and cohort analysis of regular dental care behavior and edentulism: a marginal approach. BMC Oral Health. 2011;11(9):1-14. DOI:10.1186/1472-6831-11-9 mostrou que o atendimento odontológico escolar na infância e a continuidade da procura por atendimento na fase adulta contribuíram para a manutenção dos dentes, enquanto os indivíduos que não buscaram atendimento regular na fase adulta aumentaram em 10 vezes a probabilidade de se tornarem edêntulos. Para a realidade brasileira, buscar o serviço público de saúde aumentou a chance de perder dentes em quase 10,0%.³3. Barbato PR, Nagano HCM, Zanchet FN, Boing AF, Peres MA. Perdas dentárias e fatores sociais, demográficos e de serviços associados em adultos brasileiros: uma análise dos dados do Estudo Epidemiológico Nacional (Projeto SB Brasil 2002-2003). Cad Saude Publica. 2007;23(8):1803-14. DOI:10.1590/S0102-311X2007000800007 Assim, a persistência das exodontias como medida terapêutica contribui para a redução no número de dentes presentes ou mesmo do edentulismo em idades mais avançadas.

As variáveis demográficas apontaram maior chance de perda de dentes entre as mulheres, corroborando com os achados de outros estudos,¹⁰10. Koltermann AP, Giordani JMA, Pattussi MP. The association between individual and contextual factors and functional dentition status among adults in Rio Grande do Sul State, Brazil: a multilevel study. Cad Saude Publica. 2011;27(1):173-82. DOI:10.1590/S0102-311X2011000100018 ^{, 11}11. Li KY, Wong MCM, Lam KF, Schwarz E. Age, period, and cohort analysis of regular dental care behavior and edentulism: a marginal approach. BMC Oral Health. 2011;11(9):1-14. DOI:10.1186/1472-6831-11-9 que pode decorrer de maior índice de cuidado bucal pelo sexo feminino.³3. Barbato PR, Nagano HCM, Zanchet FN, Boing AF, Peres MA. Perdas dentárias e fatores sociais, demográficos e de serviços associados em adultos brasileiros: uma análise dos dados do Estudo Epidemiológico Nacional (Projeto SB Brasil 2002-2003). Cad Saude Publica. 2007;23(8):1803-14. DOI:10.1590/S0102-311X2007000800007 A faixa etária composta por indivíduos com 40 anos ou mais apresentou maiores chances de terem menos dentes presentes ou serem edêntulo comparados àqueles com idades entre 20 e 39 anos. Estudos com populações brasileiras corroboram tal achado.³3. Barbato PR, Nagano HCM, Zanchet FN, Boing AF, Peres MA. Perdas dentárias e fatores sociais, demográficos e de serviços associados em adultos brasileiros: uma análise dos dados do Estudo Epidemiológico Nacional (Projeto SB Brasil 2002-2003). Cad Saude Publica. 2007;23(8):1803-14. DOI:10.1590/S0102-311X2007000800007 ^{, 10}10. Koltermann AP, Giordani JMA, Pattussi MP. The association between individual and contextual factors and functional dentition status among adults in Rio Grande do Sul State, Brazil: a multilevel study. Cad Saude Publica. 2011;27(1):173-82. DOI:10.1590/S0102-311X2011000100018 Por se tratar de um agravo à saúde bucal com características de acúmulo durante o ciclo de vida, já é esperado que as perdas dentárias aumentem com o passar dos anos em decorrência do agravamento de outras doenças bucais, como a cárie dentária e doença periodontal.

Este estudo encontrou associação entre menor tempo de disponibilidade de fluoretação das águas e chance de ter menos dentes presentes, porém esta apresentou pequena magnitude. A forma de implementação da medida no contexto municipal pode ter contribuído para o resultado. Em Florianópolis, a maioria das localidades (71,2%) dispõe dessa medida há aproximadamente 30 anos. No contexto intramunicipal, essa medida foi implantada em dois períodos de acordo com as características geográficas de Florianópolis, os locais de captação da água e estações de tratamento, atendendo indistintamente as áreas mais favorecidas e as mais pobres. Assim, considerando os tercis da renda média dos setores censitários, aproximadamente 30,0% dos residentes do primeiro tercil dispunham de água fluoretada havia 13 anos, quase 40,0% no segundo tercil e apenas 17,0% no terceiro tercil (dados não apresentados).

Dois estudos também apontam o efeito de viver em áreas urbanas e em municípios com melhores condições socioeconômicas na retenção dos dentes, além da importância da fluoretação das águas na manutenção de dentição funcional;¹⁰10. Koltermann AP, Giordani JMA, Pattussi MP. The association between individual and contextual factors and functional dentition status among adults in Rio Grande do Sul State, Brazil: a multilevel study. Cad Saude Publica. 2011;27(1):173-82. DOI:10.1590/S0102-311X2011000100018 ^{, 18}18. Neidell M, Herzog K, Glied S. The association between community water fluoridation and adult tooth loss. Am J Public Health. 2010;100(10):1980-5. DOI:10.2105/AJPH.2009.189555 porém, um¹⁰10. Koltermann AP, Giordani JMA, Pattussi MP. The association between individual and contextual factors and functional dentition status among adults in Rio Grande do Sul State, Brazil: a multilevel study. Cad Saude Publica. 2011;27(1):173-82. DOI:10.1590/S0102-311X2011000100018 utiliza apenas a exposição à medida, sem considerar o tempo, enquanto o outro¹⁸18. Neidell M, Herzog K, Glied S. The association between community water fluoridation and adult tooth loss. Am J Public Health. 2010;100(10):1980-5. DOI:10.2105/AJPH.2009.189555 não apresenta uma característica de análise hierárquica. Fatores contextuais podem afetar desigualmente grupos da população, sendo importante identificar possíveis interações entre os níveis contextuais e individuais.⁹9. Kawachi I, Subramanian SV, Almeida-Filho N. A glossary for health inequalities. J Epidemiol Community Health. 2002;56(9):647-52. DOI:10.1136/jech.56.9.647 As interações entre o tempo de disponibilidade de água fluoretada e as variáveis socioeconômicas individuais indicaram um efeito protetor dessa medida entre os indivíduos com piores condições de renda per capita familiar e menos escolarizados para a retenção de elementos dentais. A fluoretação das águas é uma medida de extrema importância para a redução das cáries dentárias. Considerando que as cáries constituem a principal causa de perda de dente, sua redução pode implicar também redução dessas perdas. Mesmo em populações mais jovens, esse efeito redutor de perdas pode ser observado, considerando o impacto da disponibilidade do flúor na água de abastecimento ser maior entre os mais pobres, no caso brasileiro para a região Nordeste, que apresenta os piores indicadores socioeconômicos do País.⁴4. Barbato PR, Peres MA. Tooth loss and associated factors in adolescents: a Brazilian population-based oral health survey. Rev Saude Publica. 2009;43(1):13-25. DOI:10.1590/S0034-89102009000100003

A utilização do número de dentes autorreferidos constitui-se em limitação deste estudo. Apesar de mensuração das perdas dentárias ser reconhecida internacionalmente,²⁷27. Unell L, Söderfeldt B, Halling A, Paulander J, Birkhed D. Oral disease, impairment, and illness: congruence between clinical and questionnaire findings. Acta Odontol Scand. 1997;55(2):127-32. DOI:10.3109/00016359709115404 não existem estudos de validação dessa medida no Brasil. Outra possível limitação é o tempo de exposição às variáveis contextuais, pois não é sabido se no nível contextual é o mesmo que no individual, o que poderia se constituir em uma falácia ecológica. Na tentativa de eliminar essa possibilidade, o tempo de moradia no mesmo local foi utilizado como variável de controle o que, em tese, minimizaria essa possibilidade.

O tamanho da amostra, representativa da população adulta de Florianópolis, constitui-se em um ponto forte deste estudo, assim como a alta taxa de resposta (85,3%) e a distribuição homogênea das perdas entre os decis de renda.

Medidas universais, como a fluoretação das águas parecem reduzir as perdas dentárias, porém outros possíveis fatores causais envolvidos com o desfecho, como o acesso e a utilização dos serviços de saúde, o caráter mutilador ou não do serviço e outras medidas clínicas para a manutenção dos elementos dentários necessitam ser investigados. Adicionalmente, outras barreiras sociais, econômicas e culturais devem ser consideradas.

As piores condições socioeconômicas contextuais associaram-se à chance de ter menos dentes presentes e o tempo de fluoretação da água foi inversamente associado com o número de dentes presentes na idade adulta. Os achados sugerem que a ampliação de políticas públicas que representem medidas estruturais na redução das desigualdades de renda, de escolaridade e melhorias no acesso a políticas de saúde, como a fluoretação da água de abastecimento público, podem contribuir para a redução das perdas dentárias.

AGRADECIMENTOS

À Professora Dra. Nilza Nunes da Silva, do Departamento de Epidemiologia da Faculdade de Saúde Pública da Universidade de São Paulo, pela orientação da amostragem; ao Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE), pelo treinamento dos entrevistadores; à Secretaria Municipal de Saúde de Florianópolis, SC, pela colaboração na operacionalização da pesquisa.

Referências bibliográficas

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