Artigos Originais
Mortalidade por câncer de pulmão: perfil e tendências após a vigência da Lei Antifumo
Lung cancer mortality: profile and trends after the Anti-Smoking Law
Mortalidad por cáncer de pulmón: perfil y tendencias tras la entrada en vigor de la Ley Antitabaco
Mortalidade por câncer de pulmão: perfil e tendências após a vigência da Lei Antifumo
Revista Família, Ciclos de Vida e Saúde no Contexto Social, vol. 1, Sup., pp. 252-263, 2021
Universidade Federal do Triângulo Mineiro

Recepción: 03 Marzo 2020
Aprobación: 01 Diciembre 2020
Resumo: Este estudo teve como objetivo descrever o perfil da mortalidade por câncer de pulmão, traqueia e brônquios, no Estado de São Paulo, e desenhar um ensaio sobre os efeitos iniciais da Lei Antifumo sobre os padrões de mortalidade. Estudo descritivo, quantitativo, que englobou a mortalidade por esta neoplasia (C33-34) no período entre 2001-2008 e 2010-2017, extraído do Sistema de Informação de Mortalidade. As variações da mortalidade anterior e posterior à Lei foram verificadas por meio das taxas de mortalidade e das distribuições da mortalidade segundo: raça, escolaridade e estado civil. Foram registrados no Estado de São Paulo 88.887 óbitos por câncer de traqueia, brônquios e pulmão, sendo 38.671 (43,51%) antes da Lei Antifumo e 50.216 (56,49%) posterior a Lei. Nos anos estudados, houve crescimento no número/taxa de óbitos, principalmente no sexo feminino. Na comparação antes/após a Lei houve diminuição de mortes no: sexo masculino, menores de 50 anos, brancos, solteiros e escolaridade entre 4-7 anos. O crescimento dos óbitos na população feminina revela sua recente adesão ao tabagismo, expondo a necessidade de políticas públicas para seu controle com maior potencial resolutivo. Ressalta-se a importância de garantia de Legislação pertinente, bem como de Políticas Públicas direcionadas a prevenção e controle do tabagismo, principalmente aos grupos de maior vulnerabilidade.
Palavras-chave: Neoplasias pulmonares, Mortalidade, Legislação.
Abstract: This study aimed to describe the profile of mortality from lung, trachea and bronchial cancer in the State of São Paulo, and to design an essay on the initial effects of the Anti-Smoking Law on mortality patterns. It is a descriptive, quantitative study that included mortality from this neoplasm (C33-34) in the period between 2001-2008 and 2010-2017, extracted from the Mortality Information System. Variations in mortality before and after this Law were verified through mortality rates and mortality distributions according to: race, education and marital status. 88,887 deaths from tracheal, bronchial and lung cancer were registered in the state of São Paulo, of which 38,671 (43.51%) were before the Anti-Smoking Law and 50,216 (56.49%) were after the Law. In the years studied, there was an increase in the number/death rate, mainly in females. In the comparison before/after the Law, there was a decrease in deaths in: males, those under 50 years old, whites, singles and those with an educational level between 4-7 years. The growth of deaths in the female population reveals its recent adherence to smoking, exposing the need for public policies for its control with greater resolution potential. The importance of guaranteeing relevant legislation, as well as public policies aimed at prevention and control of smoking, especially at the most vulnerable groups, is emphasized.
Keywords: Lung neoplasms, Mortality, Legislation.
Resumen: Este estudio tuvo como objetivo describir el perfil de mortalidad por cáncer de pulmón, tráquea y bronquios en el Estado de São Paulo y diseñar un ensayo sobre los efectos iniciales de la Ley Antitabaco acerca de los patrones de mortalidad. Se trata de un estudio descriptivo y cuantitativo que estudió la mortalidad por esta neoplasia (C33-34) en el periodo comprendido entre 2001-2008 y 2010-2017, extraído del Sistema de Información de Mortalidad. Las variaciones de la mortalidad antes y después de la Ley se verificaron mediante las tasas de mortalidad y las distribuciones de la mortalidad según la raza, la escolaridad y el estado civil. Hubo 88.887 muertes por cáncer de tráquea, bronquios y pulmones en el Estado de São Paulo, 38.671 (43,51%) antes de la Ley Antitabaco y 50.216 (56,49%) después de la Ley. En los años estudiados, se produjo un aumento del número/tasa de muertes, especialmente en las mujeres. En la comparación antes/después de la Ley hubo una disminución de las muertes en: hombres, menores de 50 años, blancos, solteros y con escolaridad entre 4-7 años. El crecimiento de las muertes en la población femenina revela su reciente adhesión al tabaquismo, exponiendo la necesidad de políticas públicas para un control con mayor potencial resolutivo. Hay que destacar la importancia de asegurar una Legislación pertinente, así como Políticas Públicas dirigidas a la prevención y control del tabaquismo, especialmente para los grupos más vulnerables.
Palabras clave: Neoplasias pulmonares, Mortalidad, Legislación.
INTRODUÇÃO
O estilo de vida contemporâneo associado a novos hábitos, urbanização e ao envelhecimento populacional são os principais fatores que justificam a maior incidência do câncer no mundo.. Neste cenário, o câncer de pulmão ocupa lugar de destaque, tanto em incidência quanto em mortalidade, de modo que em 2018 foi o mais frequente, para ambos os sexos (11,6% do total de casos novos) e a principal causa de morte por câncer (18,4%)01.
No Brasil o Instituto Nacional do Câncer (INCA), estima para cada ano do triênio 2020-2022, 30.200 casos novos de câncer de pulmão (17.760 em homens e 12.440 em mulheres)02. Esses valores correspondem a um risco estimado de 16,99 casos novos a cada 100 mil homens e 11,56 para cada 100 mil mulheres02.
No câncer de pulmão a exposição continuada a fatores de riscos externos ao organismo é a principal causa de sua incidência, sendo o tabaco o mais relevante entre eles. Estima-se que, até 2020, a fração atribuível à população da carga de câncer de pulmão relacionada com o tabagismo no Brasil será de 83,3% em homens e 64,8% em mulheres03.
Além do ato de fumar, a carga tabágica e a idade em que se começou o hábito têm igual relevância para a morbimortalidade do câncer de pulmão, assim, indivíduos que começaram a fumar mais cedo e que consomem maiores quantidades de cigarros têm mais riscos04.
A eliminação do tabagismo seria o fator de maior impacto para a diminuição da incidência do câncer de pulmão e, visando a promoção da saúde no país, desde o final da década de 1980, vêm sendo articuladas pelo Ministério da Saúde através do INCA, um conjunto de ações que constituem o Programa Nacional de Controle do Tabagismo (PNCT)05.
Ao longo dos anos, as políticas brasileiras antitabaco se pautaram no aumento de preços e impostos; proibição do uso do cigarro em recinto de uso privado ou público; criação da Lei 9.294/96 que restringiu a publicidade, e proibiu o fumo em aeronaves e em outros veículos de transporte coletivo e a Lei Federal 12.546/2011, que proibiu o consumo de cigarros e correlatos em lugares de uso coletivo público e privado05. Esta Lei seguiu as normativas já aplicadas em alguns estados, incluindo o Estado de São Paulo (Lei 13.541/2009)06, porém, com aplicação de multas mais pesadas para proprietários de estabelecimentos que a desrespeitarem.
Por ser o tabagismo um dos principais fatores de risco modificáveis para o câncer de pulmão e o Brasil referência em políticas de prevenção e controle à sua utilização, é de suma importância avaliar se estes esforços governamentais estão impactando na prevalência do uso, e isto pode ser avaliado indiretamente, através do impacto na mortalidade por câncer de pulmão.
Diante do exposto, este estudo teve como objetivo descrever o perfil da mortalidade por câncer de pulmão, traqueia e brônquios no Estado de São Paulo e desenhar um ensaio sobre os efeitos iniciais da Lei Antifumo sobre os padrões de mortalidade.
MÉTODO
Estudo descritivo, analítico, quantitativo, que avaliou a mortalidade por câncer de traqueia, brônquios e pulmão no Estado de São Paulo, nos anos de 2001 a 2008 e 2010 a 2017, ou seja, sete anos antes e sete anos após a instituição da Lei Antifumo (07 de maio de 2009)06.
Os dados foram extraídos do Sistema de Informações sobre Mortalidade (SIM) disponibilizado pelo tabulador de dados (TABNET) da Secretaria da Saúde do Estado de São Paulo e o processo de coleta e processamento dos dados foi feito nos meses de setembro a dezembro de 2018.
Foram selecionados os óbitos cuja causa básica tenha sido câncer de traqueia, brônquios e pulmão, identificados pelos códigos C33 (neoplasia maligna da traqueia) e C34 (neoplasia maligna dos brônquios e dos pulmões) da Classificação Estatística Internacional de Doenças e Problemas Relacionados à Saúde – 10ª Revisão (CID 10).
Os dados foram analisados inicialmente pelo número de óbitos e taxa de óbito por 100.000 habitantes, antes e após a Lei Antifumo. As taxas de óbitos foram padronizadas por faixa etária e sexo pelo método direto ou de base fixa, considerando a população do Brasil do ano de 2010 (Censo) como referência. Foram estimados modelos de regressão linear simples entre as taxas e anos (antes e após a vigência da Lei Antifumo).
Para analisar a proporção de óbitos por câncer de traqueia, brônquios e pulmão antes e após a Lei Antifumo, apresenta-se as diferenças entre as variáveis sexo, faixa etária, raça, escolaridade e estado civil, utilizando-se o teste de qui-quadrado para aderência. As análises foram realizadas no programa R Core Team., com nível de significância de 5%.
Os dados do SIM encontram-se divulgados e disponibilizados no TABNET, portanto, são de domínio público e não permitem o conhecimento da identidade das vítimas cujos registros constam dos bancos analisados. Dessa forma, este estudo foi dispensado pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Faculdade São Leopoldo Mandic (Protocolo 2019/081).
RESULTADOS
Durante os anos de estudo foram registrados no Estado de São Paulo 88.887 óbitos por câncer de traqueia, brônquios e pulmão, sendo 38.671 (43,51%) antes da Lei Antifumo e 50.216 (56,49%) posterior a Lei.
Tanto em número absolutos, como em relação as taxas de mortalidade, considerando ambos os sexos e idade, observou-se aumento tanto antes como após a Lei (p<0,05) (Tabela 1).
| Ano | Número de óbitos | Taxa (por 100.000) |
| Antes da Lei | ||
| 2001 | 4296 | 11,42 |
| 2002 | 4396 | 11,51 |
| 2003 | 4658 | 12,03 |
| 2004 | 4711 | 12,01 |
| 2005 | 4768 | 11,79 |
| 2006 | 5070 | 12,35 |
| 2007 | 5314 | 12,75 |
| 2008 | 5448 | 13,28 |
| Regressão linear | ||
| Coeficiente linear | -327985,96 | -464,16 |
| Coeficiente angular | 166,04 | 0,2376 |
| R² | 0,9691 | 0,8523 |
| p-valor | 0,0001 | 0,0015 |
| Após a Lei | ||
| 2010 | 5605 | 13,58 |
| 2011 | 5734 | 13,79 |
| 2012 | 5935 | 14,16 |
| 2013 | 6206 | 14,21 |
| 2014 | 6411 | 14,56 |
| 2015 | 6686 | 15,06 |
| 2016 | 6866 | 15,34 |
| 2017 | 6756 | 14,98 |
| Regressão linear | ||
| Coeficiente linear | -379710,69 | -479,33 |
| Coeficiente angular | 192,56 | 0,2452 |
| R² | 0,9554 | 0,9052 |
| p-valor | 0,0002 | 0,0006 |
Nas porcentagens de variação no número de óbitos em relação ao ano anterior e em relação ao ano de início do estudo (2001), nota-se que só em 2017 houve diminuição em relação ao ano anterior, tendo uma diminuição de 1,6% nas mortes. Nos demais anos houve crescimento na mortalidade. No ano de 2017 o número de óbitos por câncer de pulmão, traqueia e brônquios foi 57,2% maior do que em 2001 (Tabela 2).
| Ano | Variação em relação ao ano anterior | Variação em relação a 2001 |
| 2002 | 2,3% | 2,3% |
| 2003 | 6,0% | 8,4% |
| 2004 | 1,1% | 9,6% |
| 2005 | 1,3% | 11,0% |
| 2006 | 6,3% | 18,0% |
| 2007 | 4,8% | 23,6% |
| 2008 | 2,5% | 26,8% |
| 2010 | 2,9% | 30,4% |
| 2011 | 2,3% | 33,4% |
| 2012 | 3,5% | 38,1% |
| 2013 | 4,5% | 44,4% |
| 2014 | 3,3% | 49,2% |
| 2015 | 4,3% | 55,6% |
| 2016 | 2,6% | 59,7% |
| 2017 | -1,6% | 57,2% |
Nas taxas de óbitos em função do sexo e faixa etária, para o sexo masculino, observou-se tendência de diminuição significativa nas taxas para as faixas <49 anos e 60 a 69 anos, antes e após a Lei (p<0,05). Já a faixa de 50 a 59 anos apresentou tendência de diminuição na taxa após a vigência da Lei Antifumo (p<0,05). Para o sexo feminino, observou-se que, antes da Lei, estava ocorrendo aumento nas taxas na faixa etária <49 anos (p<0,05), mas após a Lei, a taxa foi estabilizada (p>0,05). Ainda no sexo feminino, observou-se aumento significativo na taxa, tanto antes como após a Lei, na faixa de 60 a 69 anos (Tabela 3).
Em relação as taxas não padronizadas e padronizadas por sexo e por faixa etária, observou-se aumento significativo em ambas, no decorrer dos anos, tanto antes como depois da Lei (tabela 4).
| 2001 | 1,63 | 33,17 | 114,33 | 209,65 | 210,85 | 0,98 | 16,71 | 31,66 | 60,54 | 78,94 | |
| 2002 | 1,68 | 37,58 | 107,39 | 206,28 | 247,98 | 1,03 | 15,92 | 33,73 | 55,56 | 81,99 | |
| 2003 | 1,57 | 38,77 | 113,70 | 213,14 | 238,18 | 1,14 | 17,89 | 33,40 | 66,57 | 88,60 | |
| 2004 | 1,62 | 37,39 | 109,30 | 204,42 | 262,13 | 1,20 | 17,66 | 35,78 | 64,99 | 100,18 | |
| 2005 | 1,55 | 37,42 | 101,25 | 200,56 | 263,64 | 1,25 | 17,23 | 36,53 | 68,52 | 98,37 | |
| 2006 | 1,40 | 39,75 | 99,21 | 215,71 | 287,11 | 1,25 | 22,04 | 37,10 | 71,10 | 108,85 | |
| 2007 | 1,43 | 32,89 | 88,81 | 185,09 | 223,87 | 1,23 | 16,26 | 39,36 | 67,28 | 95,64 | |
| 2008 | 1,50 | 33,93 | 95,71 | 188,27 | 198,19 | 1,31 | 17,71 | 39,74 | 65,06 | 86,52 | |
| Regressão linear | |||||||||||
| Coeficiente linear | 66,93 | 398,13 | 6660,34 | 6210,66 | 1694,04 | -86,88 | -476,77 | -2268,31 | -2496,99 | -4208,94 | |
| Coeficiente angular | -0,03 | -0,18 | -3,27 | -3,00 | -0,72 | 0,04 | 0,25 | 1,15 | 1,28 | 2,15 | |
| R² | 0,6577 | 0,0279 | 0,7888 | 0,4362 | 0,0036 | 0,8679 | 0,1010 | 0,9651 | 0,4127 | 0,2702 | |
| p-valor | 0,0146 | 0,6928 | 0,0032 | 0,0746 | 0,8882 | 0,0008 | 0,4431 | <0,0001 | 0,0859 | 0,1867 | |
| Após a Lei | |||||||||||
| 2010 | 1,22 | 32,50 | 86,88 | 160,31 | 229,37 | 1,14 | 19,45 | 41,29 | 62,91 | 89,34 | |
| 2011 | 1,28 | 30,77 | 80,95 | 172,78 | 230,22 | 1,22 | 21,76 | 38,71 | 70,73 | 91,71 | |
| 2012 | 1,30 | 31,35 | 88,95 | 169,02 | 234,78 | 1,31 | 20,30 | 43,84 | 71,88 | 90,17 | |
| 2013 | 1,23 | 29,00 | 78,79 | 176,87 | 234,81 | 1,22 | 21,36 | 40,09 | 67,25 | 93,52 | |
| 2014 | 1,14 | 29,02 | 82,02 | 163,73 | 210,92 | 1,16 | 22,05 | 43,20 | 71,37 | 92,45 | |
| 2015 | 1,17 | 26,97 | 77,13 | 164,00 | 218,04 | 1,13 | 23,07 | 47,49 | 69,76 | 101,33 | |
| 2016 | 1,21 | 26,15 | 79,96 | 160,91 | 231,74 | 1,24 | 20,59 | 44,73 | 71,68 | 93,13 | |
| 2017 | 1,04 | 23,97 | 73,86 | 151,21 | 216,08 | 1,00 | 19,26 | 46,76 | 68,56 | 94,57 | |
| Regressão linear | |||||||||||
| Coeficiente linear | 51,30 | 2328,18 | 3156,93 | 3790,35 | 4049,96 | 36,65 | -22,65 | -1933,08 | -938,92 | -1731,34 | |
| Coeficiente angular | -0,02 | -1,14 | -1,53 | -1,80 | -1,90 | -0,02 | 0,02 | 0,98 | 0,50 | 0,91 | |
| R² | 0,5430 | 0,9476 | 0,5742 | 0,3033 | 0,2502 | 0,2153 | 0,0016 | 0,6015 | 0,1634 | 0,3634 | |
| p-valor | 0,0370 | <0,0001 | 0,0294 | 0,1572 | 0,2068 | 0,2468 | 0,9246 | 0,0237 | 0,3206 | 0,1137 |
| Ano | Taxas (óbitos por 100.000 habitantes) | ||||
| Não padronizada | Padronizada por sexo | Padronizada por faixa etária | Padronizada por sexo e faixa etária | ||
| Antes da Lei | |||||
| 2001 | 11,42 | 11,39 | 14,57 | 14,50 | |
| 2002 | 11,51 | 11,48 | 14,76 | 14,68 | |
| 2003 | 12,03 | 12,00 | 15,44 | 15,36 | |
| 2004 | 12,01 | 11,98 | 15,45 | 15,37 | |
| 2005 | 11,79 | 11,76 | 15,22 | 15,14 | |
| 2006 | 12,35 | 12,32 | 16,03 | 15,95 | |
| 2007 | 12,75 | 12,75 | 14,07 | 14,02 | |
| 2008 | 13,28 | 13,28 | 14,23 | 14,19 | |
| Regressão linear | |||||
| Coeficiente linear | -464,16 | -472,78 | 117,34 | 108,68 | |
| Coeficiente angular | 0,24 | 0,24 | -0,05 | -0,05 | |
| R² | 0,8523 | 0,8508 | 0,0342 | 0,0299 | |
| p-valor | 0,0011 | 0,0011 | 0,6609 | 0,6824 | |
| Após a Lei | |||||
| 2010 | 13,58 | 13,58 | 13,58 | 13,58 | |
| 2011 | 13,79 | 13,79 | 13,79 | 13,79 | |
| 2012 | 14,16 | 14,16 | 14,18 | 14,17 | |
| 2013 | 14,21 | 14,18 | 13,70 | 13,69 | |
| 2014 | 14,56 | 14,53 | 13,63 | 13,61 | |
| 2015 | 15,06 | 15,03 | 13,69 | 13,67 | |
| 2016 | 15,34 | 15,31 | 13,55 | 13,52 | |
| 2017 | 14,98 | 14,95 | 12,81 | 12,78 | |
| Regressão linear | |||||
| Coeficiente linear | -479,33 | -468,56 | 208,49 | 218,07 | |
| Coeficiente angular | 0,25 | 0,24 | -0,10 | -0,10 | |
| R² | 0,9052 | 0,9014 | 0,3871 | 0,4112 | |
| p-valor | 0,0003 | 0,0003 | 0,0995 | 0,0866 | |
Houve associação significativa (p<0,05) da distribuição dos casos de óbitos antes e após a Lei para o sexo, faixa etária, raça, escolaridade e estado civil (Tabela 5). Antes da vigência da Lei, 66,7% do óbitos ocorreram em pessoas do sexo masculino, após a Lei essa porcentagem foi de 59,4%. Houve também diminuição significativa (p<0,05) na proporção de óbitos entre pessoas com menos de 50 anos, passando de 9,2% para 6,3% do total. A raça branca também apresentou diminuição na proporção de mortes, passando de 84,2% para 78,2% do total (p<0,05). Houve diminuição na proporção de mortes na faixa de escolaridade entre 4 a 7 anos, passando de 30,7% para 24,8% (p<0,05). A proporção de mortes entre os solteiros também diminuiu após a vigência da Lei, passando de 25,7% para 15,1% (p<0,05).
| Antes da Lei Antifumo | Depois da Lei Antifumo | |||
| Sexo | Masculino | 25793 (66,7%) | 29847(59,4%) | <0,0001 |
| Feminino | 12877 (33,3%) | 20369 (40,6%) | ||
| Idade | < 50 anos | 3552 (9,2%) | 3142 (6,3%) | <0,0001 |
| 50-60 anos | 7150 (18,5%) | 9604 (19,1%) | ||
| 60-70 anos | 11129 (28,8%) | 14938 (29,8%) | ||
| 70-80 anos | 11534 (29,8%) | 13939 (27,8%) | ||
| ≥ 80 anos | 5296 (13,7%) | 8576 (17,1%) | ||
| Raça | Branca | 31933 (84,2%) | 37805 (78,2%) | <0,0001 |
| Preta | 1568 (4,1%) | 2343 (4,8%) | ||
| Amarela | 706 (1,9%) | 848 (1,8%) | ||
| Parda | 3722 (9,8%) | 7346 (15,2%) | ||
| Indígena | 14 (0,0%) | 18 (0,0%) | ||
| Escolaridade | Até 3 anos | 9880 (42,0%) | 16627 (42,3%) | <0,0001 |
| 4 - 7 anos | 7223 (30,7%) | 9745 (24,8%) | ||
| 8 ou mais | 6417 (27,3%) | 12905 (32,9%) | ||
| Estado civil | Solteiro | 9673 (25,7%) | 7288 (15,1%) | <0,0001 |
| Casado/unido | 18885 (50,2%) | 25801 (53,5%) | ||
| Viúvo | 6744 (17,9%) | 10195 (21,1%) | ||
| Separado | 2313 (6,1%) | 4935 (10,2%) |
DISCUSSÃO
O câncer de pulmão é responsável por uma em cada cinco mortes no mundo (19,4% de todas as mortes por câncer) e é a principal causa de morte por câncer em homens em 87 países e em mulheres em 26 países08 e está intimamente ligado ao tabagismo09.
No Brasil a prevalência de tabagismo está em declínio, 2006 (15,6%)10, 2014 (10,8%)10 e 2018 (9,3%)11; o impacto da Lei Antifumo já tem sido observado em situações agudas, como infarto agudo do miocárdio e acidente vascular cerebral12. Tal declínio tem mostrado indícios de que o efeito dessas ações começa a se traduzir em números nos gráficos sobre incidência de câncer e de outras doenças13, porém, tais mudanças nos indicadores, no Estado de São Paulo, ainda não refletiram na mortalidade, uma vez que os dados deste estudo mostraram tendência de crescimento na mortalidade, independente da implementação da Legislação.
Em estudo de agregados de série temporal, realizado na Bahia, de 1980 a 2011, também houve aumento nas taxas de mortalidade para ambos os sexos, porém ressalta-se que tais dados foram obtidos antes da vigência da Lei Federal (2011)14. O aumento dos óbitos ao longo do tempo pode ser atribuído, ainda que parcialmente, ao crescimento e envelhecimento proporcional da população, além disso, o longo período de latência (aproximadamente 30 anos) entre exposição ao tabaco e ocorrência de morte, faz com que o impacto causado pelo declínio na prevalência do tabagismo sobre a mortalidade seja tardio15.
Na diferenciação por sexo, notou-se uma diminuição significativa da mortalidade entre os homens menores de 69 anos, e nos estratos etários de menores de 49 anos e 60 a 69 anos esta diminuição já havia sido percebida antes da Lei. Embora maior prevalência da mortalidade entre o sexo masculino, observou-se queda importante nos percentuais, em comparação aos dois períodos estudados (antes e após a Lei).
Em estudo de tendência temporal, sobre a prevalência de tabagismo e câncer, realizado no Brasil e regiões, observou-se que entre os homens brasileiros de 30 a 49 anos, a mortalidade por câncer de pulmão é decrescente desde 1980, nos homens de 50 a 59 anos, o decréscimo é perceptível desde o final da década de 80; na faixa etária de 60 a 69 anos, o declínio ocorre desde 199516. Dados de estudo realizado no Brasil, de 1996 a 2011, revelaram tendência decrescente da mortalidade masculina em todas as regiões, embora ainda com taxas mais elevadas que as mulheres, de modo que as diferenças do hábito de fumar no passado impactam nos indicadores de mortalidade, ainda mais expressivos entre os homens17.
Em relação ao sexo feminino observou-se que, antes da Lei, estava ocorrendo aumento nas taxas na faixa etária <49 anos, mas após a Lei, a taxa foi estabilizada, para a faixa etária de 60 a 69 anos houve um aumento significativo, independente da Lei, e para as demais faixas, mesmo sem significância estatística, um aumento da mortalidade (comparação 2001-2017). Em relação ao percentual de óbitos, embora ainda menor que no sexo masculino, observou-se aumento importante da mortalidade entre as mulheres.
Tais dados guardam semelhança com outros estudos. Em estudo de série temporal realizado de 2000 a 2015, em 19 regiões metropolitanas e interior de 14 estados brasileiros, embora a mortalidade por câncer de pulmão tenha sido maior em homens, em mulheres, prevaleceu tendência de crescimento médio anual dos coeficientes de mortalidade, observada em 20 das 33 unidades avaliadas15; no estudo realizado no Brasil e regiões também se observou aumento das taxas de óbito entre as mulheres, principalmente nas regiões Sul e Sudeste17; na Bahia durante os anos de estudo (1996-2011) houve aumento nas taxas de mortalidade do sexo feminino para todas as idades, sendo mais expressivo nas mulheres com mais de 50 anos de idade14.
Por sua vez, em estudo realizado durante o período de 1979 a 2003, em todo o Brasil e nas cinco regiões, a mortalidade por câncer de pulmão em todo o período aumentou em 29% entre homens e em 86% entre mulheres e os coeficientes tiveram aumento estatisticamente significativo em ambos os períodos (1988-1995 e 1996-2003)18. Ressalta-se que a tendência de aumento da mortalidade para o sexo feminino também foi relatada no Equador, outro país da América do Sul19. A situação observada é reflexo da ampliação do número de mulheres fumantes desde os anos 1960-197016; em épocas passadas, fumar era um hábito cultural masculino.
No que se refere a idade o maior percentual de óbitos concentrou-se nas faixas etárias de maiores de 50 anos, tais dados se assemelham a de outros estudos17-18. Em estudo realizado no município de São Paulo verificou-se aumento importante dos coeficientes de mortalidade ao longo da idade, em especial acima de 50 anos. A idade explica 96% da mortalidade por câncer de pulmão no período estudado (2005-2014)20.
O impacto da mortalidade entre os indivíduos mais velhos, guarda relação com a vulnerabilidade fisiológica própria da idade20, com a carga crônica do agravo, e por este tipo de neoplasia ter relação direta com a exposição crônica ao tabaco, ou seja, a manutenção de taxas elevadas de mortalidade em populações mais idosas também se deve à experiência passada de tabagismo17.
Neste estudo chama a atenção a diminuição do percentual de óbitos entre os menores de 50 anos, principalmente após a Lei, e ressalta-se que este grupo é mais suscetível as ações de intervenção governamentais para o controle do tabagismo20-21.
Na escolaridade, observou-se uma maior taxa de mortalidade nos indivíduos com menores anos de escolaridade (até 3 anos). De acordo com o estudo Controle do Tabagismo no Brasil, o hábito de fumar tem uma prevalência de 1,5 a 2 vezes maior entre os brasileiros que possuem pouca ou nenhuma escolaridade, em comparação àqueles com mais anos de estudo22. Tal indicador também foi confirmado em pesquisa realizada na cidade de São Paulo com 5.155 participantes com prevalência maior entre os não alfabetizados (13,9%)23 e em estudo realizado com os dados da Pesquisa de Orçamentos Familiares (POF) de 2008-2009, que revelou que entre os indivíduos de 18 e 30 anos que atingiram só o ensino fundamental, 50,9% eram tabagistas24. Desse modo, sendo o tabagismo o principal fator de risco modificável para a morbimortalidade desse câncer, justifica-se a maior taxa de mortalidade nesta população.
Nos Estados Unidos as taxas de mortalidade para todos os canceres combinados é 25% maior entre negros em comparação com os brancos, e para o câncer de pulmão, na Geórgia, o cálculo da relação mortalidade/incidência é de 0,793 entre negros e 0,770 entre brancos (RR: 1,029)25. Neste estudo não se calculou o risco de mortalidade, mas a prevalência entre o total de óbitos, que foi maior entre brancos, porém, ressalta-se importante queda neste percentual após a vigencia da Lei, o que pode estar relacionado a maiores oportunidades de acesso às orientações a favor da cessação do tabagismo.
Estudo comparando a prevalência de fumantes considerando dois inquéritos populacionais 2008 (Pesquisa Nacional de Amostra de Domicílios-PNAD) e 2013 (Pesquisa Nacional de Saúde-PNS) revelou respectivamente que: brancos (16,0%-13,0%), negros (22,6%-17,7%), pardos (20,0%-16,1%). Embora haja redução da prevalência do tabagismo nos períodos estudados, este ainda é maior entre negros e pardos26.
Neste estudo, após a vigência da Lei, a morte entre os solteiros foi a que apresentou queda mais significativa, de modo que, indivíduos casados ou com união estável foram os com maior percentual de óbitos. Este dado difere de estudo realizado nos Estados Unidos da América sobre o impacto do estado civil na sobrevida de pacientes com câncer, inclusive de pulmão, onde foi observado que independente do câncer, indivíduos casados são menos propensos a morrer de sua doença e destacam o impacto potencialmente significativo que o apoio social pode ter sobre a detecção, tratamento e sobrevivência do câncer27.
CONCLUSÃO
A mortalidade por câncer de pulmão no Estado de São Paulo está em tendência crescente, dado este, mais expressivo entre as mulheres. A prevalência de óbitos é maior entre os indivíduos do sexo masculino, nas faixas etárias acima de 50 anos, entre casados e em indivíduos com baixa escolaridade.
Após 10 anos da promulgação da Lei Antifumo no Estado de São Paulo e embora haja queda na prevalência de tabagismo, ainda não se observou modificações nos indicadores de mortalidade por câncer de pulmão, tal fato pode estar relacionado ao longo período de latência da doença.
Estudos de série temporal, avaliando um maior período de tempo após a implementação da Lei Antifumo, devem ser incentivados para que se possa avaliar o impacto na mortalidade do câncer de pulmão e de outros agravos crônicos onde o tabagismo é maior fator de risco modificável.
Este estudo tem limitações por se basear em dados secundários, provenientes do Sistema de Informações de Mortalidade (SIM), pois muitas vezes ocorrem problemas na qualidade dos dados, tais como, deficiência no preenchimento de alguns campos da declaração de óbito e codificação, porém em se tratando de dados de mortalidade é uma das fontes mais seguras, universal, com cobertura e confiabilidade relativamente boas, o que não inviabiliza a análise dos dados aqui obtidos.
Ressalta-se a importância de garantia de Legislação pertinente, bem como de Políticas Públicas direcionadas a prevenção e controle do tabagismo, principalmente aos grupos de maior vulnerabilidade.
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Notas de autor