Como podem ser analisados dados pareados de ... - IESC/UFRJ

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C ARLA JORGE MACHADO serem considerados mais completos e de melhor qualidade, enquanto no Rio Grande do Norte os dados já serem considerados menos completos, além de mais sujeitos a erros (Ministério da Saúde, 2001). As informações utilizadas provieram do Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos (SINASC) e do Sistema de Informações sobre Mortalidade (SIM) para duas coortes de nascimentos distintas do ano de 1999. Os documentos de coleta das informações destes dois sistemas são, respectivamente, a Declaração de Nascimento (DN) e a Declaração de Óbito (DO). Uma das coortes era constituída de 98.854 nascidos vivos de mães residentes no Estado de Santa Catarina e a outra de 57.937 nascidos vivos de mães residentes no Estado do Rio Grande do Norte; incluíram-se no estudo, inicialmente, todos os nascidos vivos cujas datas de nascimento estavam compreendidas entre 1º de janeiro de 1999 e 31 de dezembro daquele ano. Em seguida, foram encontrados os óbitos neonatais advindos de cada uma destas coortes de nascimento, selecionando (nos bancos de óbitos de residentes de Santa Catarina e do Rio Grande do Norte) aqueles óbitos cujas datas de nascimento das crianças de 0 a 27 dias estavam compreendidas entre o primeiro e o último dia de 1999. Uma vez que nascidos no final do ano de 1999 poderiam ter morrido em 2000, foi necessário obterem-se os óbitos a partir dos bancos de dados de óbitos tanto referentes ao ano de 1999, quanto de 2000. Para Santa Catarina, obtiveram-se 1039 óbitos neonatais e para o Rio Grande do Norte, 876 óbitos neonatais. Procedeu-se a um relacionamento probabilístico entre os nascidos vivos de Santa Catarina e seus respectivos óbitos de menores de 28 dias; fez-se o mesmo para o caso do Rio Grande do Norte. Utilizou-se a primeira versão do software Reclink (Camargo Jr. & Coeli, 2000), a qual implementa a metodologia clássica de relacionamento probabilístico. Os escores de pareamento utilizados para cada variável, bem como o categorização inicial das variáveis para que pudessem ser comparadas, encontram-se na Tabela 1. Tabela 1 Probabilidades m e u, escores individuais para concordância e discordância para cada variável (identificador) e escores máximo e mínimo gerais de pareamento. Escore geral de pareamento para concordância total (escore máximo) 14,6 Escore geral de pareamento para discordância total (escore mínimo) -17,2 238 – CADERNOS SAÚDE COLETIVA, RIO DE JANEIRO, 14 (2): 233 - 250, 2006
C OMO PODEM SER ANALISADOS DADOS PAREADOS DE FORMA PROBABILÍSTICA NA PRESENÇA DE INCERTEZA? UM EXERCÍCIO CONTRASTANDO QUATRO PROCEDIMENTOS Nota-se que o maior escore para concordância foi o relativo à variável município de residência (4,3) e o menor para a variável tipo de gravidez (0,8). Isto reflete principalmente o fato de a variável município de residência discriminar muito mais do que a variável tipo de gravidez: nota-se, por exemplo, que enquanto há 293 municípios em Santa Catarina (correspondendo a 293 valores ou níveis da variável município), há apenas dois níveis para a variável tipo de gravidez, sendo que a maior parte dos recém-nascidos são não-gemelares. No caso da discordância, observa-se que discordância em município conduz a um escore de 4,6 negativo (o mais negativo de todos), e a discordância em peso ao nascer conduz ao escore menos negativo de todos (1,6 negativo), revelando, principalmente, que uma discordância em município, uma variável menos sujeita a erros, é mais séria do que uma discordância em peso ao nascer, mais sujeita à imprecisões de identificação e codificação. No caso deste estudo, valores não declarados, ao serem comparados, em quaisquer identificadores, foram considerados concordantes entre si. Segundo a Tabela 1, também se observa que o escore máximo de pareamento obtido foi 14,6 (concordância em todos os identificadores) e o menor escore de pareamento foi de 17,2 negativos (discordância em todos os identificadores). Cabe observar que é necessário selecionar uma variável como sendo a variável de blocagem, ou seja, é necessário que seja escolhida uma variável de partição do banco de dados. Os pares só são considerados como pares possíveis caso estejam numa mesma partição ou bloco. Considerou-se como variável de blocagem a data de nascimento do recém-nascido. No caso deste estudo, sabe-se que uma relação unívoca é esperada entre dois registros em cada conjunto de dois arquivos pareados. Assim, assumiram-se como pares verdadeiros aqueles com os mais elevados escores de pareamento total e com relação unívoca. Desta forma, não estabelecemos um limiar a partir do qual declararíamos os pares como possíveis. Ainda que se tenham usado seis variáveis no pareamento, isso não se revelou suficiente para que se encontrasse uma relação unívoca e, por isso, mais de uma Declaração de Nascimento (DN) foi aceita para cada Declaração de Óbito (DO). Isto aconteceu por uma série de razões. Em primeiro lugar, havia um número elevado de DNs que poderiam ser pareadas com cada DO. Em segundo lugar, a elevada proporção de dados não declarados, especialmente nas DOs, tal como peso ao nascer (23,5% e 41,6% em SC e no RN, respectivamente), tipo de parto (23,4% em ambos os estados), tipo de gravidez (24,3% e 22,85, em SC e no RN, respectivamente ) e idade da mãe (30,7% e 38,6%, em SC e no RN, respectivamente), o que levou ao aumento de imprecisão do pareamento. Finalmente, algumas variáveis não possuíam poder discriminatório elevado, C ADERNOS SAÚDE COLETIVA, RIO DE JANEIRO, 14 (2): 233 - 250, 2006 – 239
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