COEFICIENTE PADRONIZADO DE ANOS DE VIDA PERDIDOS, DE HAENSZEL.COMPARAÇÃO COM O COEFICIENTE PADRONIZADO DE MORTALIDADE GERAL, QUANTO À

UTILIZAÇÃO COMO INDICADOR DE NÍVEL DE SAÚDE DE POPULAÇÕES *

Yára Juliano **Neil Ferreira Novo **Samuel Goihman **Elias Rodrigues de Paiva **Walter Leser **

JULIANO, Y. et al. Coeficiente padronizado de anos de vida perdidos, de Haenszel. Comparação com ocoeficiente padronizado de mortalidade geral, quanto à utilização como indicador de nível de saúdede populações. Rev. Saúde públ., S.Paulo, 21(2): 108-22,1987

RESUMO: Estudou-se o Coeficiente de Anos de Vida Perdidos (CAVP), proposto por Haenszel, em1950, utilizando os dados populacionais confiáveis de países e das sub-regiões administrativas do Estadode São Paulo. Os resultados mostraram que: a) há conveniência em adotar 75 anos como idade limite,para o cálculo do CAVP, bem como intervalo de 10 anos para as classes etárias que se seguem às duas pri-meiras ( < 1 e 1 - 4 ); b) comparando as ordenações de países e de sub-regiões, segundo o CAVP esegundo o Coeficiente Padronizado de Mortalidade Geral (CMGP), com a correspondente segundo o Indi-cador Abrangente de NOVO (Z), adotado como referencial, verificou-se que as discrepâncias foramsignificantemente menores no caso do primeiro; c) a variação, no tempo, dos dois coeficientes, em paísesestudados, calculada pela taxa de variação anual (TVA), foi traduzida mais expressivamente pelo CAVPdo que pelo CMGP; d) utilizando como referencial o Coeficiente de Mortalidade Infantil (CMI), as discre-pâncias da ordenação da TVA, baseadas no CAVP, foram significantemente menores do que as baseadasno CMGP. Concluiu-se que o CAVP pode, com vantagem, substituir o CMGP.

UNITERMOS: Indicadores de saúde. Mortalidade.

* Tese de Doutorado apresentada à Escola Paulista de Medicina, em 1986, subordinada ao mesmo título deste artigo.

** Departamento de Medicina Preventiva da Escola Paulista de Medicina - Rua Botucatu, 740 - 04023 - São Paulo,SP - Brasil.

INTRODUÇÃO

O coeficiente de mortalidade geral, ou por todasas causas (CMG), constitui um dos indicadores donível de saúde de uma população. Para fins de com-paração entre populações, torna-se indispensável suapadronização para que sejam corrigidas as distorçõesresultantes de possíveis diferenças na composiçãodas mesmas, no que diz respeito a atributos ou variá-veis que se relacionem com probabilidade de morte.Esta varia, mais acentuadamente com a idade, sendo,por isso, a padronização usualmente feita segundoesta variável, obtendo-se o coeficiente de mortalidadegeral, ou por todas as causas, padronizado segundo aidade (CMGP).

Ao serem efetuados os cálculos dessa padroniza-ção, chama a atenção ser relativamente pequeno oefeito, no valor do CMGP, o fato de óbitos ocorre-rem nos primeiros anos de vida ou de correspon-derem a idades mais avançadas. Em revisão daliteratura referente a indicadores de nível de saúde,encontramos, com surpresa, o trabalho de Haenszel6

(1950), inspirado em publicação de Dickinson eWelcker3 (1948) em que eram definidos e discutidosos conceitos de "anos de vida perdidos" e de "anosde trabalho perdidos"; propôs Haenszel6 que fosse

considerado um coeficiente de mortalidade defini-do em unidades de anos de vida perdidos". Essesconceitos já haviam sido focalizados por Dublin eLotka em 1947, Dempsey em 1947, Greville em1948 e Robinson em 1948 (citados por Haenszel6).

Argumenta Haenszel6: "Há muito se reconheceque o número de óbitos, apenas, não fornece umadescrição completa da mortalidade, e têm sido cogi-tadas medidas que dêem alguma contribuição à idéiaintuitiva, amplamente admitida, de que a morte aos70 anos, por exemplo, não representa perda tão gran-de para a sociedade quanto a morte aos 35 anos".

O conceito de anos de vida perdidos fora, pelosautores citados por Haenszel6, utilizado para com-paração entre causas de morte, mas Haenszel reco-nheceu a importância de estendê-lo à mortalidadepor todas as causas, salientando que um tal coefi-ciente "é o mais freqüentemente desejado".

O número de anos de vida perdidos por umóbito na idade I representa a diferença E-I, emque E é um valor arbitrário que marcaria a duração"normal" ou "esperada" da vida humana; usaremosa expressão "idade limite" para designar esse valor.

Considerando os grupos de idade convencionalmen-te adotados para tabular óbitos, Haenszel conside-rou impraticáveis valores de E diferentes de 65, 75ou 85, optando por 75 com base no argumento deque "o objetivo de manter pessoas vivas até 65anos poderia parecer demasiadamente modesto".

Alguns dos comentários com que Haenszel con-clui seu trabalho merecem transcrição:

"A taxa convencional de mortalidade padroniza-da é influenciada pela relativa estabilidade das taxasde mortalidade nas idades mais avançadas e não per-mite que seja dado um peso suficiente às diferençasna mortalidade nas faixas mais jovens, que são tãoimportantes quando vistas pelo aspecto da quanti-dade de vida perdida".

"Conquanto nada exista inerente em qualquercoeficiente ajustado que não esteja presente noscoeficientes específicos de mortalidade por idade,o coeficiente de mortalidade padronizado cumpriua necessidade de converter minúcias a uma formasumária, objetivo que pode também ser alcançadopelo coeficiente padronizado de anos de vida perdi-dos. Em lugar de substituir o coeficiente de mortali-dade padronizado por uma destas novas medidas,pode-se mostrar útil apresentar ambos os tipos detaxas padronizadas como complementos uma daoutra".

"As taxas padronizadas, propostas, de anos devida perdidos, particularmente aquelas com limitesaos 65 e aos 75 anos, reconhecem implicitamenteque a morte pode ser retardada mas não evitada. Umobjetivo da medicina e da saúde pública é o de adiara morte. Uma taxa que medir este objetivo e que seaproximar de zero quando as mortes tiverem sidoretardadas para além de uma idade limite, pode serusada como um recurso auxiliar para objetivosdemográficos gerais".

Parecendo-nos plenamente convincente a propo-sição de Haenszel6, de um Coeficiente Padronizadode Anos de Vida Perdidos (CAVP), torna-se surpre-endente termos encontrado, na literatura consulta-da, apenas a referência ao seu trabalho feita porRomeder e McWhinnie12 (1978) em estudo quefocalizou, essencialmente, a comparação da impor-tância de diferentes causas de morte. Nem mesmono relatório do grupo de peritos da OrganizaçãoMundial da Saúde10 (1957), foi lembrado o trabalhode Haenszel6.

Assim, entre os indicadores baseados em dadosde mortalidade, é usualmente relacionado o CMGP,ficando esquecido o CAVP de Haenszel. Entretanto,para a referida comparação de importância de causasde morte, o conceito de anos de vida perdidos temsido utilizado com crescente freqüência. Justificou-se pois, a nosso ver, o desenvolvimento de um planode estudos com os seguintes objetivos:

1.o - tentar encontrar razões para decisão de esco-lha do valor da idade limite para determinaçãodo número de anos de vida perdidos; tendoem conta os argumentos apresentados porHaenszel6, a opção se restringiria aos limitesdados por 75 e por 85 anos; além disso, exami-nar as diferenças que apresentem, em funçãodas distribuições etárias, os valores dos coefi-cientes estudados, lembrando que, nas fontesde dados que se pretendia utilizar, as distribui-ções etárias são apresentadas com intervalosde 5 anos (Demographic Yearbook2) ou de10 anos (World Health Statistics Annual);15

2.o - adotando como referencial o indicador abran-gente de Novo9 (1984) que, por integrar maiornúmero de elementos de informação, repre-senta, a nosso ver, o melhor avaliador do nívelde saúde de populações, comparar a concor-dância, com a ordenação de países por ele pro-porcionada, das ordenações de valores, paraesses países, do CMGP e do CAVP;

3.o - comparar o comportamento do CMGP e doCAVP, em relação ao dimensionamento devariações dos seus valores, ao longo do tempo.

MATERIAL E MÉTODOS

O plano de estudos para a consecução dos trêsobjetivos propostos previa o exame de resultadoscorrespondentes ao maior número possível depaíses para os quais se pudesse dispor de dados que,nas fontes utilizadas, fossem referidos como confiá-veis. Entre esses países, não pôde, infelizmente, fi-gurar o Brasil porque:

1.o — nos dados do recenseamento de 1980, divulga-dos pela Fundação Instituto Brasileiro deGeografia e Estatística (Fundação IBGE4),na distribuição da população, por grupos etá-rios, a primeira classe abrange de 0 a 4 anose a última 70 anos e mais;

2.o - nos dados da mortalidade, divulgados peloCentro de Documentação do Ministério daSaúde7 (1983), a distribuição etária, por moti-vos que escapam à nossa compreensão, não éigual a qualquer das usualmente adotadas; de-pois das duas primeiras classes, menor do que1 ano e 1 - 4 anos, seguem-se classes com inter-valos de 5 anos, até 19; em seguida, as classesincluem 10 anos, até 49; duas classes com in-tervalos de 15 anos se estendem até 79 anos,ficando a última com os óbitos com 80 ou maisanos. Além disso, os dados apresentados para1980 "representam em torno de 75% dos óbi-tos ocorridos no país" não sendo alcançado,assim, o valor de 90% exigido, pela OMS epela ONU, para que os dados sejam indicadoscomo confiáveis em suas publicações.

Foi possível estudar os dados referentes às sub-regiões administrativas do Estado de São Paulo, a

partir de dados fornecidos pela Fundação SistemaEstadual de Análise de Dados (Fundação SEADE),no que se refere a dados de mortalidade para cadamunicípio do Estado de São Paulo*, bem como lis-tagem a partir da amostra de 25% colhida pela Fun-dação IBGE, no censo de 1980, da população decada um dos municípios do Estado, distribuída pe-los grupos etários exigidos para o estudo **.

Assim, foram obtidos dados confiáveis para asseguintes populações:

Primeiro Objetivo: 36 países para os quais foi possí-vel encontrar, no Demographic Yearbooks, dadospopulacionais com intervalos de 5 anos e alcançandoo grupo etário 85 e mais; além deles, puderam serestudadas as 50 sub-regiões do Estado de São Paulo;

Segundo Objetivo: tendo em vista os resultadosalcançados no estudo do 1.o objetivo, pôde-seutilizar os dados referentes a 47 países, coligidospor Novo9, e as 50 sub-regiões do Estado de SãoPaulo;

Terceiro Objetivo: 28 países com dados referentesa duas ou três épocas separadas por intervalos de10 a 20 ou de mais do que 20 anos.

Padronização de CoeficientesPara comparação de valores tanto do CMGP

como do CAVP, em diferentes populações, é indis-pensável a padronização. Para essa padronizaçãoseguimos recomendação de Novo9, utilizando, comopadrão, a "População padrão mediana". Esta é ba-seada nas medianas das percentagens de participaçãocom que cada grupo etário concorre para a composi-ção da população de cada uma das populações estu-dadas. Os valores atribuídos a cada grupo etário, napopulação padrão, são ajustados para que somemmil, de forma que os coeficientes padronizados sereferem à base mil.

Com a padronização obtemos o CMGP:

em que

k = n.o de classes da distribuição por idade;

Oi = n.o de óbitos na classe i;

Pi = população estudada na classe i;

Ai = população padrão da classe i;

= n9 de óbitos padronizados na classe i.

O valor assim obtido é um dos indicadores maisconhecidos e freqüentemente utilizados.

O conceito básico envolvido no coeficiente deHaenszel6 implica o produto do número de óbitospadronizados O i A i / P i pelo número de anos de

vida perdidos no grupo etário correspondente(Fi = E - Ii), resultando:

Os valores de Fi dependem da distribuição etária e

da idade limite.

Como foi apontado por Haenszel6, o cálculo doCAVP pode ser facilitado pela tabulação prévia dosprodutos Fi por Ai, isto é, das diferenças entre aidade limite e os pontos médios de cada grupo etáriopela população padrão dos respectivos grupos.

Métodos Estatísticos

Os estudos referentes ao primeiro objetivo envol-viam comparações entre diferentes formas de calcularCAVP e CMGP; tendo em vista que mais interessam,nessas diferenças entre formas de calcular, aquelascapazes de modificar a ordenação dos países, utili-zou-se, para as comparações, o coeficiente de corre-lação por postos de Kendall (Siegel13, 1956). Assim,também, foram afastadas dúvidas que poderiam sersuscitadas quanto ao ajustamento das distribuições àNormal.

No caso do segundo objetivo, tratava-se decomparar o ajustamento à ordenação, segundo aestatística Z, das ordenações segundo os valores deCAVP e de CMGP.

Foram então definidas as variáveis:

| d1j | = módulo da diferença entre postos ocupa-dos, pela população j, nas ordenaçõessegundo Z e segundo CAVP;

= módulo da diferença entre postos ocupa-dos, pela população j, nas ordenaçõessegundo Z e segundo CMGP.

Para comparação das distribuições de d1j e d2j,recorreu-se ao teste de Wilcoxon para valores parea-dos (Siegel13, 1956).

Para o terceiro objetivo, foram calculadas as ta-xas geométricas de variação anual (TVA), duranteos períodos considerados, dos valores de CAVP e deCMGP para cada país. Essa taxa foi calculada pelafórmula usual:

* Dados em microficha, fornecidos pela Fundação SEADE e referentes a óbitos gerais por causa de morte resumidas,segundo sexo e idade (1980).

** Listagem de computador, fornecida pela Fundação SEADE, segundo sexo e idade.

CF = C1 (1 + a)n, em que:

CF = valor do coeficiente ao fim do período;

C1 = valor do coeficiente no início do período;

a = taxa geométrica de variação anual (TVA);

n = número de anos de duração do período.

Tendo em conta que, na quase totalidade doscasos, a TVA traduziu uma redução do valor doscoeficientes, assumindo valor negativo, tornou-seconveniente sua multiplicação por (-1), permitin-do, assim, que expresse diretamente a magnitudedessa redução. Essa multiplicação fica, assim, suben-tendida, quando for referida a TVA.

Para a análise das diferenças entre as taxas devariação anual, foi feito o teste "t" para valorespareados (Armitage1, 1971).

Em todos os testes de significância realizados,a hipótese de nulidade foi rejeitada quando a pro-

babilidade de ocorrência casual do valor encontradopara a estatística calculada foi menor do que 0,05.

RESULTADOS

Primeiro Objetivo

No primeiro objetivo, tratava-se de compararas distribuições de valores de CAVP e do CMGPresultantes da adoção de intervalos de 5 ou de10 anos para os grupos etários e idade limite dadospor 75 e por 85 anos. Os dados são apresentadosnas Tabelas 1 e 2.

O Coeficiente de Correlação por postos de Ken-dall, [] , evidenciou que para os dois coeficientes épraticamente perfeita a concordância entre valoresobtidos com intervalo 5 e 10, tanto com o limite 75como com o de 85, como podemos observar pelosvalores calculados para os dados apresentados nasTabelas 1 e 2.

O coeficiente de Correlação, [] , calculado para o intervalo de 10 anos, com as idades limites de 75 ede 85 anos, forneceu os seguintes valores:

Também para a comparação 75-10 x 85-10a concordância é quase perfeita, nas duas amostrasestudadas. Isso nos permite a escolha daquele quenos fornece a maior disponibilidade de dados nasfontes a que usualmente se recorre, ou seja 75-10.

Segundo Objetivo

Como vimos, tratava-se de estudar o ajustamentoà ordenação, segundo Z de Novo9, das ordenaçõesde CAVP e de CMGP.

Para isso utilizamos os 47 países estudados porNovo9 bem como as 50 sub-regiões do Estado, ten-do sido necessário, para estas sub-regiões, um novocálculo dos valores de Z, pois o coeficiente padroni-

zado de mortalidade por doenças transmissíveis, in-cluido na fórmula do indicador, fora, pelo referidoAutor, calculado para a faixa limite de 65 anos emais.

As variáveis utilizadas para a análise, nesta fase,foram (d1j e d2j) acima definidas.

Seus valores, apresentados nas Tabelas 3 e 4, foramcomparados pelo teste de Wilcoxon com aproximaçãoà curva Normal. Para os países, obtivemos z = 4,84(p < 0,001); para as 50 sub-regiões do Estado,obtivemosz = 5,15 (p < 0,001).

Para completar o estudo referente ao segundoobjetivo, tornou-se aconselhável a reunião das duasamostras, dado que elas ocupam posições bastante

diferentes na escala de valores de Z; de fato, naamostra de 47 países, a média de Z é igual a 426,6,enquanto na das sub-regiões alcança apenas 160,3.Corroborou essa afirmativa a verificação, calculada apartir da ordenação conjunta de valores de Z, de quea média dos postos ocupados pelos 47 países é iguala 28,3, enquanto a dos correspondentes a sub-re-giões alcança 68,4. Essa diferença não constitui sur-presa, tendo em conta o desnível acentuado que,infelizmente, ainda existe, em termos de nível desaúde, entre a maioria dos países incluídos na amos-tra e o Estado de São Paulo. O teste de Wilcoxon,nesse conjunto, apresentou: z = 6,86 (p < 0,001).

Terceiro Objetivo

Para o estudo das variações do valor dos coeficien-tes, no tempo, foram considerados, separadamente,dois períodos: o primeiro com duração menor e osegundo com duração maior do que 20 anos. Para osperíodos com duração menor, encerrando-se de1977 a 1981, foi possível obter dados confiáveispara 28 países; o intervalo entre as datas varia de 9 a17 anos, a grande maioria com duração de 10 a 13anos.

Na Tabela 5 figura a relação desses 28 países,com os valores calculados para o CAVP e o CMGP,em cada data, bem como com os valores da taxageométrica de variação (TVA).

No teste de significância da diferença entre asmédias das taxas de variação anual dos valores deCAVP e CMGP, encontramos t = 7,81 (p < 0,001).

Para o período com duração maior do que 20anos, foi possível obter dados confiáveis para 30países; com eles foi elaborada, em moldes iguaisaos da Tabela 5, a Tabela 6.

Novamente o teste t fornece valor que permiterejeitar a hipótese de nulidade para a diferença entreas médias de TVA referentes aos valores de CAVPe de CMGP, pois t = 12,52 (p < 0,001).

Os resultados obtidos para os dois períodos evi-denciam que, como já fora apontado por Haenszel6,examinando dados referentes a alguns Estados ame-ricanos, o CAVP traduz, mais expressivamente doque o CMGP, as variações, no tempo, do nível desaúde de populações.

Por outro lado, a ordenação dos valores da TVA,em ordem decrescente, poderia permitir comparaçãoentre progressos relativos alcançados, quanto aonível de saúde, por diferentes países durante deter-minado período.

Tratava-se, então, de comparar a concordânciade tais ordenações, proporcionadas pelas TVA calcu-ladas a partir dos valores de CAVP e de CMGP, coma referente a valores de TVA correspondentes a va-riações, nos mesmos períodos, de um indicador

adotado como referencial. Infelizmente, não pôdeser utilizado, como tal, o indicador Z de Novo9, pornão terem sido encontrados, nas fontes utilizadaspara os anos estudados, os dados relativos à mortali-dade por doenças transmissíveis e por causas mal de-finidas, indispensáveis para o cálculo do CMDTP quefigura na fórmula de Z.

Foi possível encontrar, nessas fontes, para osanos que delimitaram períodos menores do que 20anos, os valores do coeficiente de mortalidade in-fantil (CMI), nos 28 países já relacionados na Tabela5. Trata-se, como é sabido, de indicador largamenteutilizado para avaliação do nível de saúde e, atémesmo, das condições de vida das populações.

Foi então elaborada a Tabela 7 em que figuramos valores de CMI nos anos que definem o períodoe do TVA calculado a partir deles.

Na Tabela 8 figuram as ordenações dos valoresda TVA referentes aos do CMI, apresentados na Ta-bela 7, bem como as das TVA relativas a valores deCAVP75-10 e de C M G P 7 5 - 1 0 , já presentes naTabela 1. Também se encontram nessa tabela, osvalores:

|d1 j | = módulo da diferença

posto da TVA de CMI - posto da TVA de CAVP

| d2j | = módulo da diferença

posto da TVA de CMI - posto da TVA de CMGP

bem como os da diferença entre esses módulos.

No teste de Wilcoxon para a diferença entre valo-res pareados de | d1j | e | d2j |, obtém-se

soma dos postos das diferenças positivas = 75,0

soma dos postos das diferenças negativas = 250,0;

com 3 empates, N se reduz a 25, permitindo o usoda tabela de probabilidades correspondentes ao va-lor da menor soma (T); para um teste bicaudal, ovalor crítico de T, ao nível de 0,02, é 77, o que levaà rejeição da hipótese de nulidade.

Assim, verifica-se que o ajustamento às variaçõesdo CMI no tempo, proporcionado pelas variaçõesdo CAVP75-10, foi significantemente melhordo que o dado pelas variações do CMGP75-10.

Este resultado também não surpreende, pois, naverdade, apenas corrobora o comentário de Haens-zel6, já transcrito na Introdução:

"A taxa convencional de mortalidade padronizada éinfluenciada pela relativa estabilidade das taxas demortalidade nas idades mais avançadas e não per-mite que seja dado um peso suficiente às diferençasna mortalidade nas faixas mais jovens, que são tãoimportantes quando vistas pelo aspecto da quanti-dade de vida perdida".

COMENTÁRIOS

Os estudos desenvolvidos tendo em vista o pri-meiro objetivo apontaram a conveniência de se fixar75 anos como idade limite para o CAVP e de seremutilizados dados em que as distribuições etárias sãoapresentadas com intervalo de 10 anos para os gru-pos que se seguem aos dois primeiros, <1 e 1-4.Também para o CMGP estas distribuições podem serutilizadas, com o último grupo correspondendo a75 anos e mais.

No segundo e no terceiro objetivos é que estavamenvolvidas comparações entre o CAVP e o CMGP,ambos, então, com os subscritos 75-10.

Os resultados obtidos, evidenciaram:

a) que as ordenações de populações, segundo valo-res do CAVP, se ajustam melhor às ordenaçõessegundo o indicador abrangente de Novo9, adota-do como referencial;

b) que a ordenação, segundo valores da taxa geomé-trica de variação anual do CAVP, também seajusta melhor à dessa taxa calculada em termosdo coeficiente de mortalidade infantil;

c) que as variações, no tempo, aferidas, pela mesmataxa, mostram valores mais expressivos para oCAVP do que para o CMGP.

Acrescente-se, a esses aspectos favoráveis ao pri-meiro dos dois coeficientes, que o seu cálculo é tãosimples quanto o do segundo; para ambos são neces-sários os coeficientes específicos de mortalidadepara cada grupo etário; no CMGP eles são multipli-cados pelos respectivos valores de participação napopulação padrão; no CAVP, essa multiplicação éfeita pelos produtos, tabulados, desses valores departicipação pelo número de anos de vida perdidoscorrespondentes a cada grupo etário. Com a popula-ção padrão totalizando mil, os dois coeficientes,para essa base, são obtidos pela soma das parcelasresultantes dessas multiplicações.

Um comentário especialmente importante deveser expandido focalizando o item C, acima enuncia-do. De fato, nas Tabelas 1 e 7, figuram dados quemerecem ser destacados:

Como se vê, os dois países, Hungria e Malta, conse-guiram, em um período de cerca de 10 anos, reduzir ovalor do CMI, o que constitui, no consenso geral, evi-dência de melhoria dos níveis de saúde da população,que foi também expressa, claramente, pela redução donúmero de anos de vida perdidos. Entretanto, em ter-mos de CMGP, ter-se-ia que admitir evolução no senti-do oposto.

Como elementos de comprovação, calculamos,recorrendo a edições do Demographic Yearbooks(1970 e 1982), outros indicadores baseados apenasem dados de mortalidade ou de população e morta-lidade, com os seguintes resultados:

Todos esses resultados apontam no mesmo sentidoda evolução indicado pelo CMI, ou seja, elevação donível de saúde, nos dois países em causa. Assim, tor-na-se evidente que o CMGP pode proporcionar inter-pretação, quanto à evolução desse nível, no tempo,que se contrapõe à oferecida por todos os indicado-res examinados.

Justifica-se, assim, que, com a apreciação do con-junto de resultados, mais surpreendente se torne oesquecimento a que foi votado o coeficiente pa-dronizado de anos de vida perdidos, proposto porHaenszel6, há 36 anos.

Acreditamos que haja razões suficientes para quepasse a integrar o conjunto de indicadores que for-necem subsídios válidos para avaliação do nível desaúde das populações, em um momento dado, e parao dimensionamento dos progressos que, nesse campo,possam ser alcançados.

CONCLUSÕES

Considerando os elementos colhidos no estudodos dados apresentados e a discussão dos resultadosobtidos, é lícito formular as seguintes:

1. É conveniente a adoção, para o cálculo do coefi-ciente padronizado de anos de vida perdidos, deHaenszel, do valor 75 para a idade limite, tantopara esse coeficiente quanto para o coeficientepadronizado de mortalidade geral (ou por todasas causas), de destribuição etária com intervalode classe igual a 10, para os grupos que se seguemaos dois primeiros (< 1 e 1-4), e última classedefinida como 75 anos e mais.

2. O ajustamento às ordenações de populações segun-do valores do indicador abrangente de Novo, toma-do como referencial, foi significantemente melhor,nas ordenações segundo valores do coeficiente de

Haenszel, do que nas ordenações segundo valoresdo coeficiente padronizado de mortalidade geral.

3. Avaliando, pela taxa geométrica de variaçãoanual, as variações dos dois coeficientes, duranteperíodos menores ou maiores do que 20 anos, asmédias das taxas referentes ao coeficiente deHaenszel foram significantemente maiores do queas das taxas referentes ao coeficiente padroniza-do de mortalidade geral, evidenciando maiorexpressividade do primeiro no dimensionamentodessas variações no tempo.

4. Para avaliar variações do nível de saúde de popu-lações durante períodos menores do que 20 anos,foi utilizada a taxa geométrica de variação anualdo coeficiente de mortalidade infantil, tomadocomo referencial; a ordenação de populações,segundo valores das taxas calculadas para o coe-ficiente de Haenszel, mostrou ajustamento àordenação baseada nas taxas calculadas para oreferencial, significantemente melhor do que oda ordenação segundo valores das taxas calcula-das para o coeficiente padronizado de mortali-dade geral.

5. O coeficiente padronizado de mortalidade geralpode fornecer resultados que indicam evoluçãodesfavorável do nível de saúde de populações,em contraste com as evidências proporcionadaspor vários outros indicadores, entre eles incluídoo coeficiente de Haenszel.

6. A apreciação geral dos resultados justifica a subs-tituição, no conjunto de indicadores utilizadospara a avaliação do nível de saúde de populações,do coeficiente padronizado de mortalidade geralpelo coeficiente de Haenszel.

JULIANO, Y. et al. [Haenszel's standardized coefficient of lost years of life. A comparison with thestandardized coefficient of general mortality with regard to its use as a health level indicator forpopulations]. Rev.Saúde públ., S.Paulo, 21:108-22,1987.

ABSTRACT: The Lost Years of Life Rate (LYLR), proposed by Haenszel in 1950, but since thenseldom mentioned in literature, was studied. By using reliable populational data from various countries,and from regions of the State of S.Paulo, they showed that: a) It is convenient to employ 75 years asthe age limit for the calculation of the LYLR, as well as a ten-year interval for the age classes that followthe first and second ones (less than 1, and 1 to 4); b) by comparing the ranking of countries and regions,in accordance with their LYLR and by the Standardized mortality rate (SMR), with the correspondingranking using Novo's comprehensive Indicator (Z) as a parameter, they verified that the discrepancy wassmaller in the first case; c) variations in time, of both coefficients, in the countries studied, calculated bythe annual variation rate (AVR), were better expressed by LYLR than by SMR; d) using the Infant mor-tality rate (IMR) as a parameter, the discrepancies in the ordering of AYR, based on LYLR, were signifi-cantly smaller than those based on SMR. It was concluded that the LYLR can, with advantage, replacethe SMR.

UNITERMS: Health status indicators. Mortality.

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Recebido para publicação em 17/10/1986.

Aprovado para publicação em 12/02/1987.