Efeito do <i>status</i> socioeconômico na mortalidade em
						áreas urbanas: análise crítica sistemática

Salgado-Barreira, Ángel; Estany-Gestal, Ana; Figueiras, Adolfo

doi:10.1590/0102-311X00152513

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REVISÃO • Cad. Saúde Pública 30 (8) • Ago 2014 • https://doi.org/10.1590/0102-311X00152513 copiar

Efeito do status socioeconômico na mortalidade em áreas urbanas: análise crítica sistemática

Autoria SCIMAGO INSTITUTIONS RANKINGS

As desigualdades socioeconômicas são uma causa de mortalidade e morbidade superior à maioria dos fatores de risco, especialmente no ambiente urbano. Foi realizada uma revisão sistemática da evidência científica, na qual foram incluídos artigos em inglês, espanhol, português e italiano, e da qual foram excluídos estudos de baixa evidência, onde não constava análise da relação entre mortalidade e nível socioeconômico no ambiente urbano. A seleção de artigos foi efetuada por dois revisores independentes e a extração de dados foi feita através de tabelas de evidência. Foram obtidos 1.509 registros e incluídos 24. Em todos os trabalhos, foi observada maior mortalidade nas áreas com os piores indicadores de privação. Observou-se uma associação com patologias cardiovasculares em seis estudos, com patologias pulmonares, em quatro deles, e com a AIDS, infecções, parasitoses e cirrose em três. Os estudos incluídos apresentam resultados pouco consistentes e importantes limitações metodológicas, impedindo a comparação entre estudos e a inferência de conclusões relevantes.

Saúde Urbana; Mortalidade; Desigualdades em Saúde; Fatores Socioeconômicos

Referencia	Año	Ciudad (País)	Período de estudio	Área de estudio	Medida de nivel socioeconómico *	Resultados
Pringle et al. ²⁰	1983	Belfast (Irlanda)	1970	Zona (97)	1	Alta correlación entre razón de mortalidad estandarizada y bronquitis, moderada con neumonía y lesiones vasculares. Mayor incidencia de bronquitis y cáncer de pulmón en nivel socioeconómico bajo y mayor incidencia de cardiopatías y lesiones vasculares en nivel socioeconómico alto.
Byth et al. ⁷	1992	Sídney (Australia)	1979-1983	Área de gobierno local (SLA) (37)	2	Correlación entre razón de mortalidad estandarizada y clase social.
Martin Santos et al. ²¹	1992	Málaga (España)	1988	Barrio (91)	3	Todos los indicadores sanitarios, incluida la razón de mortalidad estandarizada, mejores en el área con mayor nivel socioeconómico.
Siskind et al. ⁸	1992	Brisbane (Australia)	1980-1987	Área pequeña	2	Hombres: la mortalidad en las 3 áreas con mejor nivel socioeconómico fue 74,1/10⁴ (±8,9) mayor que en nivel socioeconómico bajo. Mujeres: la mortalidad en las 3 áreas con mejor nivel socioeconómico fue 36,8/10⁴ (±6,0) mayor que en nivel socioeconómico bajo.
Arias et al. ²²	1993	Barcelona y Valencia (España)	1983-1985	Barcelona (36); Valencia (60)	3	Barcelona: la razón de mortalidad estandarizada se correlacionó con desempleo, analfabetismo e índice de pobreza. Valencia: la razón de mortalidad estandarizada se correlacionó con desempleo, número de coches/10⁵ habitantes e índice de pobreza.
Bock & Gans ⁹	1993	Ciudad de Panamá (Panamá)	1981-1986, excepto 1982 y 1985	Unidad administrativa (13)	2	Diferencias significativas en la mortalidad por causas pulmonares y otras cardiopatías (p < 0,040) y para neumonía (p < 0,034) entre los tres niveles socioeconómicos.
Fang et al. ³⁰	1995	New York (Estados Unidos)	1988-1992	Vecindad (58)	4	Mayor mortalidad en South Bronx que en el resto de New York para todos los grupos de edad y sexo, excepto en enfermedades del corazón y neoplasias (en > 75 años). El cálculo de los años potenciales de vida perdidos fue muy superior en el South Bronx.
Reijneveld ¹⁰	1995	Amsterdam (Holanda)	1986-1990	Municipio (22)	1	Hombres: las zonas de bajos ingresos mayor razón de mortalidad estandarizada por enfermedades definidas y causas externas. Mujeres: las zonas de bajos ingresos mayor razón de mortalidad estandarizada por causas relacionadas con el tabaco y enfermedades definidas.
Akerman et al. ¹¹	1996	São Paulo (Brasil)	1992	Distrito (56)	2	Las zonas con peor nivel socioeconómico presentan mayor mortalidad por patologías circulatorias, respiratorias, infecciosas, causas externas y todas las causas. El riesgo fue mayor a menor nivel socioeconómico.
Brimblecombe et al. ²³	1999	Oxford (Inglaterra)	1986-1992	Área electoral (15)	3	Correlación de la razón de mortalidad estandarizada con % de desempleo y nivel de ingresos, tanto en mujeres como hombres. No hubo correlación entre la razón de mortalidad estandarizada y el índice Townsend.
Middelkoop et al. ¹²	2001	The Hague (Holanda)	1982-1991	Distrito (93); Área (27)	2	Exceso de mortalidad en las zonas más deprimidas. Hombres: cardiopatía isquémica (17,3%), patologías circulatorias (10,2%), lesión y envenenamiento (8,6%), enfermedades hepáticas y cirrosis (7,2%), homicidio (6,4%). Mujeres: cardiopatía isquémica (25,5%), otras enfermedades (20,1%), enfermedades circulatorias (11%), diabetes (9,1%).
Takano et al. ²⁴	2002	Shanghái (China)	1995-1998	Unidad administrativa (20)	1	La razón de mortalidad estandarizada mostró una relación estadísticamente significativa con el indicador de privación y con otros indicadores como cuidados sanitarios y entorno residencial urbano.
Ruiz-Ramos et al. ²⁵	2004	Sevilla (España)	1994-1998	Zona básica de salud (33)	1	La mortalidad aumenta significativamente a mayor porcentaje de desempleo: Hombres: mortalidad total, cáncer de pulmón, SIDA, bronquitis y enfisema, cirrosis y causas externas. Mujeres: diabetes, SIDA, cardiopatía isquémica, bronquitis y enfisema y cirrosis.
Domínguez-Berjón et al. ¹³	2005	Barcelona (España)	1987-1995	Distrito (10); Sección censal (1.812)	2	Incremento en la mortalidad por peor nivel socioeconómico. Al considerar cada distrito por separado esta asociación se observó en la mayoría de ellos.
Domínguez-Berjón & Borrell ¹⁴	2005	Barcelona (España)	1987-1995	Sección censal (1.814)	1, 2	Las áreas con peores condiciones de desempleo, educación, clase social y un índice compuesto por las tres, presentan mayor riesgo de mortalidad, tanto en hombres, como en mujeres. El efecto fue mayor en hombres.
Singh et al. ²⁶	2005	Moradabad (India)	2001	Unidad administrativa (60); Calle (306)	3	Las muertes por infecciones se asociaron a clases bajas en ambos sexos. Las clases sociales altas se asociaron estadísticamente a mortalidad por enfermedades circulatorias en ambos sexos. Las muertes por cáncer no se asociaron con la clase social, excepto el cáncer de mama que se asoció con mujeres de clase social alta.
Lemstra et al. ¹⁵	2006	Saskatoon (Canadá)	2001	Sección censal (6)	2	Nivel socioeconómico bajo vs. resto = 1,04 (0,86-1,26). Nivel socioeconómico bajo vs. nivel socioeconómico alto = 2,49 (1,62-3,83).
Diez Roux et al. ²⁷	2007	Buenos Aires (Argentina)	2003	Sección censal (28)	1	No poseer diploma estaba asociado positivamente con la mortalidad por todas las causas, patologías cardiovasculares y otras causas. Las patologías respiratorias en mujeres y neoplasias en mujeres y hombres no mostraron asociación.
De Godoy et al. ¹⁶	2007	São José do Rio Preto (Brasil)	2002-2003	Sección censal (432)	2	Se observó un coeficiente de mortalidad cardiovascular un 40% superior en los sectores con peor nivel socioeconómico. Las ratios de mortalidad fueron similares en los niveles socioeconómicos medio-bajos, medio-altos y altos.
Piers et al. ¹⁷	2007	Victoria (Australia)	1997-2001	Área de gobierno local (SLA)	2	P₂₀ vs. P₈₀: Hombres: tasa de riesgo 1,34 (1,30-1,38) Mujeres: tasa de riesgo 1,23 (1,18-1,28)	P₄₀ vs. P₈₀: Hombres: tasa de riesgo 1,26 (1,19-1,34) Mujeres: tasa de riesgo 1,14 (1,05-1,24)
Antunes et al. ²⁸	2008	São Paulo y Barcelona (Brasil y España)	1995-2003	Barcelona: vecindad (38); São Paulo: distrito (96)	3	Un peor valor en cualquiera de los cuatro indicadores socioeconómicos supuso un incremento de la mortalidad por las causas estudiadas.
Fonzar ²⁹	2008	Maringá (Brasil)	1999-2001	Zona censal (50)	3	La mortalidad por causas externas se extendió por todo el perímetro urbano sin hacer distinciones entre infraestructura urbana y características socioeconómicas.
Nolasco et al. ¹⁸	2009	Alicante, Castellón y Valencia (España)	1996-2003	Sección censal: Castellón (95), Valencia (598) y Alicante (222)	2	Hombres: áreas con peor nivel socioeconómico presentan mayor riesgo de mortalidad por cáncer de tráquea, bronquios y laringe, hepatopatías, SIDA, accidentes y mortalidad total de las tres ciudades estudiadas. Mujeres: áreas con peor nivel socioeconómico presentan mayor riesgo de mortalidad por hepatopatías, SIDA y mortalidad total en la ciudad de Valencia. Observándose un efecto inverso en la mortalidad por cáncer de tráquea, bronquios y laringe.
Borrell et al. ¹⁹	2010	Once mayores ciudades (España)	1996-2003	Sección censal: total 6.906 (máx. 2.358; mín. 222)	2	Hombres: áreas con peor nivel socioeconómico (P₅ vs. P₉₅) presentan mayor riesgo de mortalidad por cáncer de pulmón, enfermedad isquémica cardiaca, patología respiratoria y cirrosis en casi todas las ciudades. Mujeres: áreas con peor nivel socioeconómico (P₅ vs. P₉₅) presentan mayor riesgo de mortalidad por diabetes y cirrosis.

Autor	Año	Ciudad (País)	Instrumento utilizado para medir el nivel socioeconómico
Pringle et al. ²⁰	1983	Belfast (Irlanda)	Clase social (5 categorías).
Byth et al. ⁷	1992	Sídney (Australia)	Índice ABS (compuesto) y 5 indicadores simples.
Martin Santos et al. ²¹	1992	Málaga (España)	26 indicadores simples (sociales y de salud).
Siskind et al. ⁸	1992	Brisbane (Australia)	Índice compuesto (educación, ingresos y ocupación).
Arias et al. ²²	1993	Barcelona y Valencia (España)	Indicadores simples: desempleo, analfabetismo y número de coches/100 habitantes.
Bock & Gans ⁹	1993	Ciudad de Panamá (Panamá)	Índice compuesto (análisis de componentes principales de 47 indicadores socioeconómicos y demográficos).
Fang et al. ³⁰	1995	New York (Estados Unidos)	Se compara South Bronx con el resto de New York City. Se comenta que los residentes son más jóvenes, pobres, con menor educación, mayor desempleo y más minorías étnicas.
Reijneveld ¹⁰	1995	Ámsterdam (Holanda)	Índice compuesto (ingresos, desempleo y nivel educativo).
Akerman et al. ¹¹	1996	São Paulo (Brasil)	Índice compuesto (renta familiar per cápita, % analfabetismo o con primaria incompleta, % viviendas con alcantarillado, personas por domicilio y consumo de agua per cápita).
Brimblecombe et al. ²³	1999	Oxford (Inglaterra)	Índice de Townsend e indicadores simples: vivienda propia, precio de la vivienda, desempleo masculino, desempleo femenino y hogares con ayudas.
Middelkoop et al. ¹²	2001	The Hague (Holanda)	Índice compuesto (media de ingresos del cabeza de familia y % desempleo entre los 15 y 64 años).
Takano et al. ²⁴	2002	Shanghái (China)	Índice compuesto de privación y 18 indicadores simples.
Ruiz-Ramos et al. ²⁵	2004	Sevilla (España)	Indicador simple: porcentaje de desempleo en varones.
Domínguez-Berjón et al. ¹³	2005	Barcelona (España)	Índice compuesto (% desempleo, % instrucción insuficiente, % trabajadores manuales).
Domínguez-Berjón & Borrell ¹⁴	2005	Barcelona (España)	Índice compuesto (% desempleo, % instrucción insuficiente, % trabajadores manuales).
Singh et al. ²⁶	2005	Moradabad (India)	Índice compuesto (condiciones de la vivienda, educación, ocupación, ingresos per cápita y bienes de consumo.
Lemstra et al. ¹⁵	2006	Saskatoon (Canadá)	Indicador simple: porcentaje de familias con bajos ingresos.
Diez Roux et al. ²⁷	2007	Buenos Aires (Argentina)	Indicador simple: porcentaje de residentes sin estudios secundarios.
De Godoy et al. ¹⁶	2007	São José do Rio Preto (Brasil)	Índice compuesto (años escolarizado cabeza de familia, años escolarizada mujer cabeza de familia, ingresos cabeza de familia, ingresos de mujer cabeza de familia, personas analfabetas, mujeres analfabetas y viviendas con más de 5 personas).
Piers et al. ¹⁷	2007	Victoria (Australia)	Índice compuesto (IRSD) (ingresos, educación, desempleo, trabajos de baja competencia y otras variables que reflejan desigualdades).
Antunes et al. ²⁸	2008	São Paulo (Brasil) y Barcelona (España)	Tasa de desempleo, % instrucción insuficiente, % de estudios secundarios y HDI (índice de desarrollo humano formado por ingresos, educación y esperanza de vida).
Fonzar ²⁹	2008	Maringá (Brasil)	Indicadores simples: abastecimiento de agua, recogida de basura, presencia de baño, red de alcantarillado, fosa séptica, condición del domicilio, ingresos y grado de escolarización.
Nolasco et al. ¹⁸	2009	Alicante, Castellón y Valencia (España)	Índice compuesto (desempleo, nivel educativo, nivel educativo en jóvenes, trabajadores manuales y trabajadores temporales).
Borrell et al. ¹⁹	2010	Once mayores ciudades (España)	Índice compuesto (desempleo, nivel educativo, nivel educativo en jóvenes, trabajadores manuales y trabajadores temporales).

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[1] Correspondencia A. Salgado-Barreira. Unidad de Apoyo a la Investigación, Gerencia de Gestión Integrada de Vigo, Servicio Gallego de Salud. Hospital do Meixoeiro, planta 2. Meixoeiro s/n, Vigo/Galicia – 36214, España. angel.salgado.barreira@sergas.es