Utilização dos serviços de saúde
no Brasil: gênero, características familiares
e condição social1
Cláudia Travassos,2 Francisco Viacava,2 Rejane Pinheiro 3
e Alexandre Brito 3

RESUMO

Palavras-chave

É bem conhecido o fato de que as
mulheres fazem maior uso dos ser1

2

3

Estudo financiado pela Organização Pan-Americana da Saúde através do Concurso Regional de Investigación 1999 sobre “Género y equidad en el acceso a la atención de la salud en las reformas de los
sistemas de salud y seguridad social”. HDP/HDR/
RGP/81/5.3.
Fundação Oswaldo Cruz, Centro de Informação
Científica e Tecnológica, Departamento de Informações em Saúde, Avenida Brasil 4365, Rio de Janeiro,
RJ,
CEP
21045-900,
Brasil.
Email:viacava@cict.fiocruz.br
Universidade Federal do Rio de Janeiro, Núcleo de
Estudos em Saúde.

Objetivo. Investigar o perfil de utilização de serviços de saúde por homens e mulheres no
Brasil.
Métodos. Utilizaram-se os dados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios realizada em 1998. Foram desenvolvidos modelos de regressão logística para analisar as informações relativas a homens e mulheres com e sem restrição de atividades por motivos de saúde
nos 15 dias que antecederam a pesquisa. As variáveis individuais foram: posição no mercado
de trabalho, escolaridade e raça. Também foram analisadas variáveis relativas à família: renda
familiar per capita, tamanho da família e escolaridade e posição do chefe da família no mercado de trabalho. Nos modelos em dois níveis (variáveis individuais e familiares) evidenciouse um efeito de família que, entretanto, não foi captado pelas variáveis analisadas.
Resultados. As mulheres utilizaram mais os serviços de saúde, mesmo quando controlado
o efeito da restrição de atividades por motivo de saúde. O uso de serviços de saúde por homens
e mulheres dependeu do poder aquisitivo das famílias e das características sociais do próprio
indivíduo, definindo um perfil de desigualdades sociais. Observaram-se diferenças no perfil de
desigualdade nos gêneros entre pessoas que referiram e não referiram restrição de atividades.
As variáveis familiares tiveram maior importância na explicação do consumo de serviços por
pessoas sem restrição de atividade.
Conclusões. A formulação de políticas voltadas para a redução das desigualdades no consumo de serviços de saúde deve considerar as diferenças entre mulheres e homens, além da importância das características familiares. Ressalta-se a necessidade de incluir as dimensões gênero e família na especificação dos modelos de uso de serviços de saúde.

Acesso aos serviços de saúde, utilização de serviços de saúde.

viços de saúde do que os homens, e de
que essa diferença é, em grande parte,
relacionada a questões reprodutivas
(1). Entretanto, as diferenças de gênero
relativas ao perfil de morbi-mortalidade não se resumem à saúde reprodutiva. As mulheres tendem a avaliar
seu estado de saúde de maneira mais
negativa e também referem mais doenças crônicas do que os homens, que,
por sua vez, apresentam doenças comparativamente mais severas e de maior

Rev Panam Salud Publica/Pan Am J Public Health 11(5/6), 2002

letalidade (2). Frente às mudanças
ocorridas no papel social das mulheres
nas últimas décadas, mais recentemente vários autores vêm questionando a existência de desigualdades
entre os gêneros em termos de saúde.
Arber e Cooper (3), analisando dados
da Inglaterra para os anos de 1992 a
1994, demonstraram que, em idades
mais avançadas, homens e mulheres
tendem a avaliar de maneira semelhante seu estado de saúde. Porém,
365

para um dado nível de limitação física,
as mulheres tendem a avaliar mais positivamente seu estado de saúde.
No que se refere à utilização de serviços, verificou-se que, nos Estados
Unidos, as mulheres procuram serviços preventivos mais freqüentemente e usam mais medicamentos do
que os homens; não foram observadas
diferenças importantes de gênero no
uso de serviços curativos (4). Do ponto
de vista comportamental, a procura
por serviços de saúde tem sido explicada pelas diferenças na forma como
homens e mulheres expressam a
doença, o que por, sua vez, estaria associado aos diferentes papéis sociais
que assumem em cada sociedade. Por
exemplo, homens e mulheres portadores de doenças crônicas, com papéis
sociais semelhantes, diferem pouco no
comportamento de procura por serviços de saúde (5).
Além disso, enquanto eixo central
de procriação e socialização, as famílias assumem importante papel como
espaço criador de oportunidades e de
perspectivas de vida para seus membros (6) e, por conseguinte, podem interferir no consumo de serviços de
saúde. Schor et al. (7), analisando o uso
de serviços ambulatoriais por clientes
de um plano de saúde, verificaram que
o tamanho da família é um elemento
importante no consumo individual.
Conforme esses autores, há grande variação no consumo entre famílias,
sendo que um número pequeno de famílias dá conta da utilização de uma
significativa proporção dos serviços de
saúde.
Pode-se dizer que as desigualdades
no uso de serviços de saúde refletem
não apenas as desigualdades individuais no risco de adoecer e morrer (8,
9), mas, também, as diferenças no comportamento do indivíduo perante a
doença (10) e as características da
oferta de serviços que cada sociedade
disponibiliza para seus membros (11,
12). No Brasil, o acesso aos serviços de
saúde públicos e privados, contratados
pelo governo, é universal e garantido
pela constituição federal de 1988. Entretanto, atualmente, 25% da população já
são cobertos por seguro privado de
saúde. Diversas mudanças vêm sendo

366

implantadas na política de assistência à
saúde no Brasil ao longo dos últimos
10 anos, que incluem: a) mudança de
orientação do arcabouço institucional
no sentido da descentralização; b) deslocamento da atenção hospitalar para a
esfera ambulatorial (13); c) regulamentação do setor de seguros privados; e
d) desenvolvimento de programas de
atenção básica. Nesse contexto, tornase importante oferecer subsídios para a
formulação de políticas voltadas para
a redução das desigualdades na utilização de serviços de saúde.
Avançando nessa direção, este estudo objetivou analisar a importância
do gênero como categoria de análise no
consumo de serviços de saúde. Além
disso, foram analisadas a relação entre
gênero e condição social do indivíduo e
a influência das características da família no perfil de consumo de serviços de
saúde de homens e mulheres no Brasil.

MATERIAIS E MÉTODOS
Utilizaram-se os dados da Pesquisa
Nacional por Amostra de Domicílios
(PNAD) realizada em 1998 pela Fundação Instituto Brasileiro de Geografia
e Estatística (IBGE) (14). A amostra da
PNAD de 1998, constituída por 110 mil
domicílios, com informações sobre
todos os moradores desses domicílios
(n = 344 975), foi obtida por um processo de amostragem complexo, em
multi-estágios. Para garantir a representatividade da amostra, a análise se
baseou nos pesos proporcionais às diferentes probabilidades de seleção.
Foram utilizados os pesos relativos,
obtidos dividindo-se os pesos de expansão pela média dos pesos (15).
Após a análise descritiva, excluíram-se da amostra as crianças menores
de 10 anos por não poderem ser classificadas na variável posição no mercado de trabalho. Mesmo assim, as
crianças menores de 10 anos foram
mantidas para fins de composição das
famílias. Excluíram-se também as pessoas residentes nas áreas rurais, em
função das particularidades das condições sociais e do padrão diferenciado de oferta e uso de serviços de
saúde naquela população.

O uso de serviços de saúde foi medido a partir de resposta afirmativa
sobre a utilização de algum tipo de
serviço de saúde nos 15 dias que antecederam a entrevista, incluindo farmácia; posto ou centro de saúde; consultório médico particular; consultório
odontológico; consultório de profissionais não médicos, como fonoaudiólogos ou psicólogos; ambulatório ou
consultório de empresa ou sindicato;
ambulatório ou consultório de clínica;
pronto-socorro ou emergência; hospital; laboratório ou clínica para exames
complementares; atendimento domiciliar; e outros serviços.
A idade, variável de confundimento
no estudo de desigualdades sociais no
uso de serviços de saúde, foi controlada na análise. A variável de morbidade utilizada foi a restrição de atividades rotineiras por motivo de saúde
nos 15 dias que antecederam a entrevista, por ser a que apresentou maior
poder explicativo do uso de serviços
de saúde quando comparada à referência a doenças crônicas ou autoavaliação do estado de saúde em estudo anterior (16). Em função da força
dessa variável de morbidade e da
ocorrência de interação entre sexo e
morbidade em relação ao uso de serviços de saúde, optou-se por analisar o
efeito das variáveis sociais a partir de
quatro modelos: homens e mulheres
com restrição de atividades rotineiras
(uso de serviços curativos) e homens e
mulheres sem restrição de atividades
rotineiras (uso de serviços preventivos
e de acompanhamento).
Analisaram-se os efeitos das características demográficas e sociais e da
composição da família no uso de serviços de saúde pelos indivíduos. Os fatores sociais testados foram posição no
mercado de trabalho, escolaridade e
raça. A posição no mercado de trabalho é uma aproximação da variável
sugerida por Arber (17), adaptada
para a realidade brasileira, com a
criação de 10 categorias que levaram
em consideração a inserção ou não
do indivíduo no mercado de trabalho:
1) empregados no mercado formal
(com carteira de trabalho assinada);
2) empregados no mercado informal
(sem carteira de trabalho assinada);

Travassos et al. • Utilização dos serviços de saúde no Brasil

3) empregadores (com empreendimento próprio e pelo menos um empregado); 4) autônomos (trabalhadores com empreendimento próprio,
trabalhando sozinhos ou com sócios,
sem empregados, contando ou não
com a ajuda de trabalhador não remunerado); 5) autoconsumo (pessoa que
trabalha, durante pelo menos 1 hora
na semana, em atividades da agricultura, silvicultura, pecuária, extração
vegetal, pesca e piscicultura, para alimentação própria e de pelo menos um
membro da unidade domiciliar, e trabalhador na construção para uso próprio, ou seja, pessoa que trabalha pelo
menos 1 hora na semana na construção
de edificações, estradas privativas,
poços e outras benfeitorias, exceto as
obras destinadas unicamente à reforma, para uso próprio ou de pelo
menos um membro da unidade domiciliar); 6) desempregados (que referiram não estar trabalhando, mas ter
procurado trabalho na semana de referência); 7) aposentados (pessoas que
não estavam trabalhando na semana
de referência, que não procuraram trabalho e que recebiam aposentadoria);
8) estudantes (pessoas sem trabalho,
sem aposentadoria e que referiram
estar freqüentando algum curso); 9) afazeres domésticos (pessoas não classificadas em nenhuma das categorias anteriores e que cuidavam dos afazeres
domésticos na semana de referência);
10) outros (não classificados nas outras
categorias, como por exemplo pessoas
que vivem de renda ou pensão).
A escolaridade foi definida em categorias de séries completas de estudo:
sem instrução; fundamental básico (1 a
4 anos de estudo); fundamental (5 a 8
anos); ensino médio (9 a 11 anos) e superior (12 anos ou mais). Para a raça,
que na PNAD é definida pelo entrevistado, as informações foram agregadas
em duas categorias: pessoas brancas e
não brancas. Entre os fatores relacionados à família foram incluídos: renda
familiar per capita, tamanho da família
e características do chefe (idade, sexo,
escolaridade e posição no mercado de
trabalho).
A estrutura hierarquizada dos dados em dois níveis — individual e
familiar — implicou na utilização de

TABELA 1. Porcentagem de utilização de serviços de saúde segundo sexo, faixa etária e
restrição de atividades rotineiras por motivo de saúde, Brasil, 1998a
Homens

Mulheres

Faixa etária

Sem
restrição

Com
restrição

Total

Sem
restrição

Com
restrição

Total

0 a 4 anos
5 a 9 anos
10 a 14 anos
15 a 24 anos
25 a 49 anos
50 a 64 anos
65 ou mais
Total

13,8
6,5
5,2
4,8
6,2
9,4
13,4
7,2

66,3
58,5
56,3
52,3
53,8
52,2
53,4
55,5

17,4
9,3
7,0
6,3
8,5
13,3
18,9
9,9

13,2
6,7
5,8b
10,4b
13,7b
17,5b
17,9b
12,1b

66,5
55,7
53,0
59,5b
61,6b
58,4b
55,8
59,4b

16,5c
9,1
7,5
12,6b
17,1b
22,2b
23,8b
15,4b

Fonte: Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD), 1998.
a Restrição das atividades nos 15 dias que antecederam o estudo.
b P < 0,01.
c 0,01 < P < 0,05.

ferramental analítico que corrige as estimativas da variância resultante da
violação do princípio de independência entre as observações. Para corrigir
o erro padrão dos coeficientes do modelo foram utilizados modelos hierárquicos clássicos e bayesianos, utilizando-se o programa Mlwin (versão
1.10.0006). Calcularam-se os coeficientes de correlação intra-classe, que expressam a proporção da variabilidade
devida ao nível da família em relação à
variabilidade total do modelo. Utilizou-se o cálculo proposto por Snijders
e Bosker (18) para aplicação em modelos logísticos. Nenhuma característica
das famílias foi capaz de explicar a variabilidade observada no uso de serviços de saúde entre as famílias. Os
métodos logísticos tradicionais e os
métodos clássicos e bayesianos usados
na modelagem hierárquica revelaram
estimativas semelhantes para os coeficientes fixos (b) e seus erros padrão.
Assim, o modelo hierárquico pôde ser
substituído por modelos de regressão
logística tradicionais.
No ajuste dos quatro modelos utilizou-se a razão de verossimilhança (diferença nos valores de deviance). Assintoticamente, a diferença nos valores
de deviance possui distribuição semelhante à distribuição do qui-quadrado
(x2) com m graus de liberdade, onde m
é a diferença de parâmetro entre os
dois modelos (19). Na análise comparativa dos modelos explicativos de uso

Rev Panam Salud Publica/Pan Am J Public Health 11(5/6), 2002

de serviços de saúde por homens e
mulheres, testou-se a diferença entre
os valores de deviance (P = 0,05) para
cada variável em relação ao modelo
com todas as variáveis e, posteriormente, adotou-se a abordagem de retirada seqüencial de variáveis para o
ajuste do modelo final. Assim, cada
variável foi mantida no modelo sempre que sua retirada piorasse de forma
estatisticamente significativa o ajuste
do modelo. A existência de desigualdades sociais foi também avaliada a
partir da razão de chance (odds ratio,
OR) com intervalo de confiança de
95%. Para corrigir o efeito do desenho
amostral na estimativa das variâncias,
utilizou-se o programa computacional
SUDAAN (20).

RESULTADOS
Considerando-se a população total
no Brasil em 1998, as taxas de utilização de serviços de saúde nos 15 dias
que antecederam a entrevista foram
maiores para as mulheres do que para
os homens (tabela 1). Como esperado,
as curvas das taxas de utilização para
os homens tiveram formato em U,
com os valores mais baixos em torno
da faixa de 15 a 24 anos. Para as mulheres, as curvas de utilização aproximaram-se mais de um J, com os valores mais baixos na faixa etária de 10 a
14 anos.
367

TABELA 2. Variância no padrão de uso de serviços de saúde em função da inclusão de variáveis familiares a no
modelo de análise e coeficientes de correlação intra-classe para os modelos de homens e mulheres com e sem
restrição de atividades, Brasil, 1998
Modelo apenas
com intercepto
Variância (erro padrão)
Coeficiente de correlação
intra-classe

Com restrição de atividades

Sem restrição de atividades

Homens

Mulheres

Homens

Mulheres

0,087 (0,075)

0,098 (0,061)

0,633 (0,053)

0,522 (0,031)

0,026

0,029

0,160

0,140

a As seguintes características foram levadas em consideração: renda familiar per capita, tamanho da família e características do chefe (idade, sexo, es-

colaridade e posição no mercado de trabalho).

Para as pessoas que referiram restrição de atividades rotineiras por motivo de saúde, as taxas de utilização
foram muito maiores nos dois sexos,
mas a taxa de utilização das mulheres
permaneceu maior do que a taxa dos
homens, sendo que a diferença entre
taxas dos dois sexos se reduziu. Os homens com restrição de atividade utilizaram mais serviços de saúde do que
as mulheres até os 14 anos; o padrão se
inverteu dos 15 aos 64 anos. A partir
dos 65 anos, entre pessoas que referiram restrição de atividades, a diferença nas taxas de utilização entre os
gêneros tendeu a desaparecer. Para as
pessoas que não referiram restrição de
atividades rotineiras, o comporta-

mento das taxas de utilização se aproximou das taxas totais, já que desse
grupo fazem parte a maioria das pessoas da amostra.
O emprego de modelos hierárquicos demonstrou a existência de variabilidade no uso de serviços de saúde
associada às características das famílias. O coeficiente de correlação intraclasse (tabela 2), que expressa a proporção da variabilidade devida à
inclusão no modelo do nível da família em relação à variabilidade total do
modelo, apresentou valores elevados
nos modelos de uso de serviços preventivos e de acompanhamento (pessoas sem restrição). No entanto, as
características sociais e demográficas

das famílias analisadas não diminuíram a variância do nível da família e
não auxiliaram na explicação do efeito
aleatório da família. Por esta razão,
como mencionado nas análises a seguir, foram utilizados modelos de regressão tradicional.
Os quatro modelos de uso de serviços de saúde analisados (tabela 3) indicaram um melhor ajuste (medido
pela diferença entre os valores de deviance entre o modelo completo e o modelo apenas com o intercepto) nas pessoas sem restrição do que nas pessoas
com restrição de atividades rotineiras
em função de problemas de saúde. Da
mesma forma, observou-se também
um melhor ajuste nos modelos das

TABELA 3. Comparação entre modelos de uso de serviços de saúde, Brasil, 1998
Deviance
Com restriçãoa
Comparação de modelos b
MC em relação ao modelo apenas
com intercepto
MC e MC sem raça (pessoa)
MC e MC sem escolaridade (pessoa)
MC e MC sem posição no mercado
de trabalho (pessoa)
MC e MC sem renda familiar per capita
MC e MC sem sexo do chefe
MC e MC sem escolaridade do chefe
MC e MC sem posição no mercado
de trabalho do chefe
MC e MC sem faixa etária
do chefe

Sem restrição

Homens

Mulheres

Homens

Mulheres

GLc

x2(a=0,05)

277,01
1,14
7,14

287,39
8,04
17,97

1647,07
0,14
5,65

2117,43
0,03
1,03

40
1
4

55,76
3,84
9,49

44,62
37,86
0,25
9,06

51,85
9,61
13,70
6,08

131,69
45,61
0,11
49,02

77,94
128,09
6,70
39,66

9
2
1
4

16,92
5,99
3,84
9,49

20,34

15,06

28,18

28,38

9

16,92

9,07

14,21

18,02

14,10

5

11,07

a

Restrição das atividades rotineiras por motivos de saúde nos 15 dias que antecederam o estudo.
MC = modelo completo: idade, raça, escolaridade, posição no mercado de trabalho, renda familiar per capita, sexo do chefe da família, idade do chefe, posição no mercado de trabalho do
chefe, escolaridade do chefe, tamanho da família.
c
GL = graus de liberdade.

b

368

Travassos et al. • Utilização dos serviços de saúde no Brasil

mulheres do que nos modelos dos homens, em ambos os tipos de serviços.
Analisando a contribuição de cada
variável para explicar o uso de serviços de saúde com base nos valores
de deviance e nos graus de liberdade, é
possível inferir que, no caso das pessoas com restrição, após controle da
idade, a renda familiar per capita é um
fator com grande força explicativa do
uso de serviços nos homens, mas seu
efeito é bem menor nas mulheres. A
posição do indivíduo no mercado de
trabalho determina o uso em ambos os
sexos, porém, nas mulheres, tem efeito
maior do que a renda. A posição do indivíduo no mercado de trabalho, a escolaridade e o sexo do chefe da família
são os fatores explicativos mais importantes no caso das mulheres. Por outro
lado, raça e escolaridade do indivíduo
explicaram o uso de serviços por mulheres que referiram restrição de atividades, mas não pelos homens; e a
escolaridade do chefe não se mostrou
estatisticamente significativa em nenhum dos sexos. A posição do chefe no
mercado de trabalho teve efeito no uso
de serviços entre os homens, mas não
entre as mulheres. Por fim, a idade do
chefe determinou o uso de serviços
apenas entre mulheres (tabela 3).
No uso de serviços de saúde entre
pessoas sem restrição, a posição no
mercado de trabalho do indivíduo e a
renda familiar per capita aparecem
como as variáveis com maior poder
explicativo, tanto para os homens
como para as mulheres. Entretanto, a
posição no mercado de trabalho é mais
importante na determinação do uso de
serviços pelos homens e a renda familiar per capita, na determinação do uso
pelas mulheres. A escolaridade não foi
determinante do uso de serviços em
nenhum dos sexos, mas a escolaridade
do chefe apareceu como fator explicativo importante. O sexo do chefe determinou as chances de uso apenas
para as mulheres. A posição do chefe
no mercado de trabalho teve menor
força explicativa do que a posição do
próprio indivíduo em ambos os gêneros, mas manteve um papel na determinação do uso. A idade do chefe também contribuiu para explicar o padrão
de uso em ambos os sexos. Não se ob-

servou efeito de raça nas chances de
uso de serviços preventivos e de acompanhamento (tabela 3).
Com relação à idade, as estimativas
obtidas nos modelos de regressão, no
caso das pessoas com restrição (tabela
4), indicam que essa variável não se associou ao uso de serviços nas mulheres, mas apresentou um efeito importante nos homens. Chama a atenção o
fato de que os homens entre 10 e 14
anos são os que apresentaram maior
chance de uso; mesmo entre homens
com mais de 65 anos a razão de chance
foi inferior (OR = 0,68). Nas pessoas
sem restrição(tabela 5) infere-se, a partir da análise, que a idade esteve associada à utilização nos homens e nas
mulheres. No caso das mulheres, esta
associação foi positiva, isto é, as chances de uso aumentaram com a idade —
as mulheres entre 50 e 64 anos apresentaram chances de uso 2,32 vezes
maiores do que as mulheres entre 10 e
14 anos, enquanto que as mulheres
com mais de 65 anos apresentaram
chances 2,26 vezes maiores. Nos homens, o grupo de 15 a 24 anos apresentou a menor chance de uso (OR =
0,86); somente após a idade de 50 anos
é que as chances de uso foram maiores
do que as dos jovens entre 10 e 14 anos
(OR = 1,47 para homens de 50 a 64
anos, e OR = 1,71 para homens com
mais de 64 anos).
O padrão de desigualdades sociais
no consumo de pessoas com restrição,
em ambos os sexos, tomando como referência as razões de chances, variou
nos gêneros. A raça explicou a diferença no uso das mulheres: as mulheres brancas apresentaram maiores
chances de uso do que as não brancas
(OR = 1,14). Homens e mulheres
patrões ou empregados no setor formal da economia apresentaram maiores chances de uso. A desigualdade de
renda no uso de serviços de cuidados a
pacientes agudos foi maior para os homens (OR = 1,45 para homens com
renda familiar per capita entre 0,75 e 2
salários mínimos, e OR = 1,90 para homens com renda familiar per capita
acima de 2 salários mínimos em relação àqueles cuja renda familiar per
capita era menor do que 0,75 salários
mínimos) do que para as mulheres

Rev Panam Salud Publica/Pan Am J Public Health 11(5/6), 2002

(OR = 1,14 para mulheres com renda
familiar per capita entre 0,75 e 2 salários
mínimos, e OR = 1,27 para mulheres
com renda familiar per capita acima de
2 salários mínimos). A escolaridade
teve impacto positivo no uso dos serviços pelas mulheres. Mulheres pertencentes a famílias com chefe homem
possuíam chances de uso 23% maiores
do que as pertencentes a famílias chefiadas por mulheres.
Em relação às variáveis demográficas da família, o tamanho associou-se
ao uso de serviços de cuidados a pacientes agudos (pessoas com restrição)
apenas nas mulheres, com as chances
de uso diminuindo à medida que a família aumentava. A idade do chefe,
apesar de contribuir para o ajuste no
modelo de mulheres, não apresentou
diferença estatisticamente significativa
para nenhuma faixa etária (P > 0,05).
Com relação às pessoas sem restrição, observaram-se também iniqüidades em ambos os sexos. Ceteris paribus, as desigualdades associadas à
renda foram semelhantes nos dois gêneros, mas as desigualdades em função
da escolaridade do chefe foram mais
evidentes nos homens. As mulheres de
famílias com chefes do sexo masculino
apresentaram maiores chances de uso
do que aquelas de famílias com chefes
mulheres. As aposentadas e donas de
casa apresentaram maiores chances de
uso (OR = 1,26 e 1,18, respectivamente)
do que aquelas inseridas no mercado
de trabalho, desempregadas ou estudantes. Entre os homens, os aposentados apresentaram a maior chance de
uso (OR = 1,85); os empregados no
mercado informal e os que trabalhavam por conta própria apresentaram
as menores chances de uso em relação
aos empregados no setor formal (OR =
0,81 e 0,77, respectivamente).
O tamanho da família apareceu bastante associado ao uso de serviços preventivos em ambos os sexos (P <
0,001), com as chances de uso diminuindo à medida que a família aumentava. A idade do chefe, apesar de contribuir para o ajuste dos modelos de
homens e mulheres, teve efeito pequeno. Destaca-se o fato de as mulheres de famílias com chefes jovens (até
24 anos) apresentarem maior chance

369

TABELA 4. Modelos logísticos para uso de serviços de saúde em pessoas que apresentaram restrição de atividades rotineiras em função
de problemas de saúde, Brasil, 1998 a,b,c
Homens

Intercepto
Idade do indivíduo
15 a 24 anos
25 a 49 anos
50 a 64 anos
65 anos ou mais
Raça branca
Escolaridade do indivíduo
1 a 4 anos fundamental básico
5 a 8 fundamental
8 a 11 segundo grau
superior
Posição do indivíduo no mercado de trabalho
Auto consumo
Empregador
Empregado sem carteira
Conta própria
Desempregado
Aposentado
Estudante
Afazeres domésticos
Outros
Posição no mercado do chefe da família
Auto consumo
Empregador
Empregado sem carteira
Conta própria
Desempregado
Aposentado
Estudante
Afazeres domésticos
Outros
Renda familiar per capita
0,75 a 2 salários
2 salários ou mais
Sexo do chefe (masculino)
Idade do chefe
0 a 24 anos
25 a 34 anos
35 a 44 anos
55 a 64 anos
65 anos e mais
Tamanho da família

Mulheres

OR

LI

LS

ED

OR

LI

LS

ED

2,41

1,68

3,44

1,17

1,51

1,01

2,26

1,19

0,64
0,64
0,67
0,68
–

0,47
0,46
0,47
0,46
–

0,88
0,89
0,96
1,01
–

1,16
1,16
1,17
1,17
–

0,89
1,04
1,01
0,92
1,14

0,67
0,77
0,72
0,64
1,03

1,18
1,40
1,41
1,31
1,26

1,17
1,16
1,18
1,19
1,22

–
–
–
–

–
–
–
–

–
–
–
–

–
–
–
–

1,29
1,31
1,60
1,50

1,12
1,12
1,32
1,15

1,48
1,54
1,94
1,96

1,26
1,25
1,23
1,29

1,10
0,73
0,56
0,46
0,51
0,57
0,45
0,53
0,60

0,52
0,41
0,41
0,34
0,35
0,41
0,32
0,36
0,42

2,30
1,31
0,75
0,62
0,72
0,80
0,64
0,79
0,85

1,30
1,19
1,18
1,22
1,27
1,23
1,20
1,24
1,19

0,39
0,71
0,69
0,53
0,58
0,63
0,60
0,70
0,54

0,28
0,41
0,56
0,43
0,45
0,50
0,45
0,58
0,41

0,55
1,22
0,86
0,66
0,74
0,79
0,80
0,84
0,72

1,22
1,22
1,26
1,25
1,24
1,27
1,19
1,27
1,28

0,33
0,87
1,00
0,93
0,87
1,00
0,89
0,94
1,28

0,18
0,53
0,75
0,71
0,59
0,75
0,19
0,69
0,81

0,62
1,43
1,33
1,21
1,31
1,34
4,16
1,29
2,02

1,20
1,17
1,16
1,23
1,33
1,23
0,73
1,21
1,17

–
–
–
–
–
–
–
–
–

–
–
–
–
–
–
–
–
–

–
–
–
–
–
–
–
–
–

–
–
–
–
–
–
–
–
–

1,45
1,90
–

1,25
1,62
–

1,67
2,24
–

1,18
1,25
–

1,14
1,27
1,23

1,01
1,10
1,10

1,29
1,47
1,37

1,19
1,24
1,23

–
–
–
–
–
–

–
–
–
–
–
–

–
–
–
–
–
–

–
–
–
–
–
–

1,17
0,86
0,95
0,97
1,17
0,97

0,89
0,73
0,82
0,82
0,97
0,94

1,53
1,02
1,11
1,15
1,42
1,00

1,19
1,25
1,22
1,25
1,26
1,20

a Restrição das atividades nos 15 dias que antecederam o estudo.
b Categorias de referência: idade de 10 a 14 anos; raça não branca; escolaridade sem instrução; trabalhador com carteira assinada; renda de 0 a 0,75 salário mínimo; sexo feminino para chefe

de família; idade do chefe entre 45 e 54 anos.
c OR = razão de chances; LI = limite inferior; LS = limite superior; ED = efeito do desenho amostral.

de uso de serviços preventivos do que
aquelas pertencentes a famílias com
chefes de maior idade (OR = 1,17).

DISCUSSÃO
No caso brasileiro, as mulheres utilizam mais os serviços de saúde do
que os homens, padrão que se mantém
370

quando se desagregam os dados pela
restrição ou não de atividades por motivo de saúde. Considerando separadamente os homens e mulheres com e
sem restrição das atividades por motivos de saúde, foi constatado que as
mulheres brancas, com maior escolaridade, maior poder aquisitivo, empregadas no setor formal da economia e
pertencentes a famílias chefiadas por

homens, apresentaram as maiores
chances de uso de serviços de saúde na
presença de restrição de atividade por
motivo de saúde. Homens de maior
poder aquisitivo e ocupando posições
de patrão e empregado no setor formal
da economia, independentemente da
raça, da escolaridade e do sexo do
chefe da família, foram os que apresentaram as maiores chances de uso de

Travassos et al. • Utilização dos serviços de saúde no Brasil

TABELA 5. Modelos logísticos para uso de serviços de saúde em pessoas que não apresentaram restrição de atividades rotineirasa em
função de problemas de saúde, Brasil, 1998b
Homens

Intercepto
Idade do indivíduo
15 a 24 anos
25 a 49 anos
50 a 64 anos
65 anos ou mais
Posição do indivíduo no mercado de trabalho
Auto consumo
Empregador
Empregado sem carteira
Conta própria
Desempregado
Aposentado
Estudante
Afazeres domésticos
Outros
Escolaridade do chefe da família
1 a 4 fundamental básico
5 a 8 fundamental
8 a 11 segundo grau
superior
Posição do chefe no mercado
Auto consumo
Empregador
Empregado sem carteira
Conta própria
Desempregado
Aposentado
Estudante
Afazeres domésticos
Outros
Sexo do chefe (masculino)
Idade do chefe
0 a 24 anos
25 a 34 anos
35 a 44 anos
55 a 64 anos
65 anos e mais
Renda familiar per capita
0,75 a 2 salários
2 salários ou mais
Tamanho da família

Mulheres

ORc

LI c

LSc

EDc

OR

LI

LS

ED

0,07

0,06

0,09

1,23

0,09

0,07

0,10

1,20

0,86
1,05
1,47
1,71

0,75
0,90
1,24
1,37

0,98
1,22
1,75
2,14

1,20
1,20
1,24
1,25

1,47
1,89
2,32
2,26

1,32
1,68
2,03
1,94

1,63
2,12
2,65
2,63

1,20
1,24
1,23
1,26

1,31
0,89
0,81
0,77
0,93
1,85
0,93
1,14
1,23

0,88
0,72
0,71
0,68
0,80
1,55
0,81
0,93
1,00

1,95
1,10
0,93
0,88
1,09
2,20
1,08
1,40
1,51

1,25
1,27
1,25
1,18
1,20
1,25
1,21
1,19
1,31

1,09
1,11
0,94
1,05
1,09
1,26
0,91
1,18
1,13

0,88
0,92
0,86
0,96
0,99
1,14
0,83
1,11
0,96

1,34
1,33
1,02
1,15
1,20
1,40
1,01
1,26
1,33

1,22
1,24
1,26
1,22
1,26
1,28
1,26
1,26
1,31

0,99
1,06
1,27
1,69

0,90
0,95
1,14
1,49

1,09
1,17
1,42
1,91

1,24
1,24
1,20
1,24

0,98
1,00
1,07
1,26

0,91
0,93
0,99
1,15

1,04
1,08
1,17
1,38

1,25
1,21
1,21
1,25

0,80
1,02
0,95
0,87
1,09
0,78
1,47
0,97
1,12
–

0,56
0,85
0,84
0,78
0,92
0,67
0,85
0,84
0,85
–

1,16
1,23
1,09
0,98
1,31
0,90
2,55
1,13
1,50
–

1,18
1,28
1,26
1,20
1,23
1,20
1,32
1,23
1,39
–

0,93
0,87
0,93
0,90
1,06
0,94
0,92
1,01
1,02
1,07

0,76
0,78
0,87
0,85
0,95
0,87
0,64
0,92
0,85
1,01

1,15
0,96
1,00
0,96
1,19
1,02
1,32
1,11
1,23
1,12

1,18
1,25
1,25
1,24
1,24
1,24
1,18
1,26
1,23
1,22

0,85
0,91
1,03
1,09
1,13

0,71
0,82
0,95
0,99
0,97

1,02
1,01
1,13
1,20
1,32

1,17
1,24
1,26
1,23
1,26

1,17
1,05
0,99
1,04
1,01

1,05
0,98
0,93
0,96
0,92

1,30
1,12
1,05
1,11
1,10

1,18
1,24
1,25
1,25
1,20

1,12
1,33
0,95

1,03
1,21
0,93

1,22
1,46
0,97

1,19
1,24
1,25

1,14
1,39
0,93

1,07
1,30
0,92

1,20
1,49
0,94

1,19
1,23
1,27

a Restrição das atividades nos 15 dias que antecederam o estudo.
b Categorias de referência: idade de 10 a 14 anos; raça não branca; escolaridade sem instrução; trabalhador com carteira assinada; renda de 0 a 0,75 salário mínimo; sexo feminino para chefe

de família; idade do chefe entre 45 e 54 anos.
c OR = razão de chances; LI = limite inferior; LS = limite superior; ED = efeito do desenho amostral.

serviços na presença de restrição de
atividades.
Entre pessoas que não referiram restrição de atividades, as mulheres integrantes de famílias de maior poder
aquisitivo, de famílias com chefes com
maior escolaridade e de famílias chefiadas por homens apresentaram
maior chance de consumo de serviços
preventivos e de acompanhamento.

Tem-se como hipótese que a variável
“sexo do chefe” esteja expressando
fatores que capacitam o acesso aos
serviços de saúde, por exemplo maior
cobertura por plano de saúde, e,
também, aspectos sociais, tais como o
fato de que as mulheres chefes de família tendem a ter maiores responsabilidades no cuidado da família e na
gestão dos recursos financeiros. Essas

Rev Panam Salud Publica/Pan Am J Public Health 11(5/6), 2002

responsabilidades poderiam limitar a
capacidade dessas mulheres de consumir serviços de saúde em relação às
mulheres que pertencem a famílias
chefiadas por homens.
A posição da própria mulher no
mercado de trabalho não afetou a
chance de uso das mulheres economicamente ativas. Entretanto, as
mulheres sem inserção no mercado
371

de trabalho — aposentadas e donas de
casa — apresentaram maiores chances
de uso do que aquelas economicamente ativas. Uma possível explicação
para esse resultado é que as donas de
casa e as aposentadas apresentam piores condições de saúde do que as mulheres economicamente ativas, condições estas que não teriam sido
captadas pela variável de morbidade
utilizada. Na literatura, estudos em diferentes contextos apontam resultados
discordantes. Alguns estudos sugerem
que as donas de casa apresentam piores condições de saúde em comparação às mulheres com inserção no
mercado de trabalho, enquanto outros
apontam resultados no sentido inverso
(21–23). Por outro lado, também é possível que as mulheres que não trabalham fora disponham de mais tempo
livre para consumir serviços de saúde,
já que não estão submetidas a uma
dupla jornada de trabalho.
A constatação de que as chances de
uso de serviços de saúde são reduzidas
quando as mulheres pertencem a famílias chefiadas por patrões e autônomos
foi inesperada. Nos homens, tal como
nas mulheres, a renda familiar per capita e a escolaridade do chefe tiveram
impacto positivo nas chances de uso de
serviços. No entanto, contrariamente às
mulheres, a própria posição dos homens economicamente ativos no mercado de trabalho apresentou efeito direto nas chances de uso de serviços.
Homens empregados no setor informal
da economia e autônomos apresentaram as menores chances de uso. Os
aposentados apresentaram as maiores
chances de uso; entretanto, homens
membros de famílias cujo chefe é aposentado apresentaram as menores
chances de uso de serviços de saúde.
Tal discrepância pode estar indicando
que, como categoria individual, a condição de aposentado apreende aspectos
de morbidade não apreendidos pelas
outras variáveis do modelo, enquanto
que, como categoria familiar, estaria
apreendendo aspectos de desvantagem
socioeconômica. Homens autônomos
ou membros de famílias cujo chefe é

372

autônomo mostraram-se em desvantagem no consumo de serviços. É possível que esta desigualdades possa, em
parte, ser explicada pela cobertura de
planos de saúde, que no Brasil associase positivamente à renda, à posição no
mercado de trabalho e ao uso de serviços de saúde (9, 16).
Um importante resultado desta pesquisa é o reconhecimento de que os
modelos testados explicaram menos as
variações no consumo entre os homens, particularmente no caso do
grupo sem restrição de atividades por
problemas de saúde, sugerindo a necessidade de desenvolver modelos explicativos do uso de serviços de saúde
pelos homens. Outro resultado a ser
destacado é o fato de que, na ausência
de restrição de atividades, a escolaridade do chefe da família mostrou-se
mais importante do que a escolaridade
do próprio indivíduo, em ambos os
sexos.
Parte da variação no uso de serviços
de saúde deveu-se às características
das famílias. Foi possível inferir, a partir do coeficiente de correlação intraclasse dos modelos hierárquicos, que a
família tem grande importância na explicação do consumo de serviços de
saúde das pessoas sem restrição (predominantemente a serviços preventivos e de acompanhamento). Embora
algumas características das famílias
tenham explicado variações individuais, nenhuma das características
analisadas neste estudo foi capaz de
explicar a variação observada entre as
famílias. Pesquisas devem ser desenvolvidas para identificar quais características das famílias explicariam as variações observadas.
O tamanho da família (incluindo
crianças) apresentou efeito direto
sobre o uso de serviços de homens e
mulheres sem restrição e de mulheres
com restrição. Assumindo esta variável como proxy da estrutura da família,
as famílias menores seriam aquelas
compostas por pessoas que já não
vivem mais com os filhos ou cônjuge, e
as maiores, aquelas compostas de casais morando com seus filhos. É possí-

vel que o consumo de serviços pelos
filhos tenha impacto positivo sobre o
consumo das mães.
O emprego de apenas uma variável
de necessidade de saúde (restrição de
atividades rotineiras) para ajustar o
modelo de uso de serviços de saúde
pode resultar em ajuste imperfeito,
particularmente porque essa variável
apreende de maneira melhor os eventos agudos de saúde. Entretanto, como
a restrição de atividades refere-se ao
mesmo período de tempo da variável
dependente (15 dias anteriores à entrevista), além de análises prévias no
mesmo banco de dados terem mostrado ser “restrição de atividades” a
variável com maior força de associação com uso de serviços de saúde,
considera-se que, no geral, essa variável apreendeu as variações de necessidades entre os gêneros.
Vários estudos discutem diferenças
sociais na saúde entre os gêneros
(24–26); alguns apontam diferenças
nos determinantes das desigualdades
entre homens e mulheres, outros não.
Porém, são escassos os trabalhos que
analisaram diferenças nos determinantes das desigualdades sociais no consumo de serviços de saúde por homens e mulheres. Portanto, o presente
estudo foi um exercício pioneiro. Vale
ressaltar que os resultados se aplicam
apenas no contexto da sociedade e do
sistema de saúde brasileiros. Porém,
tem-se como hipótese que modelos
explicativos das desigualdades no uso
de serviços de saúde em outras realidades devem variar entre os gêneros
sempre que esta categoria expressar
uma relação de subordinação.
Assim, a formulação de políticas
voltadas para a redução das desigualdades sociais no consumo de serviços
de saúde deve considerar a existência
de diferenças no padrão de uso de serviços de saúde por mulheres e homens, além da importância de características das famílias neste consumo.
Ressalta-se, portanto, a necessidade de
melhor especificação dos modelos de
uso com relação às dimensões de gênero e família.

Travassos et al. • Utilização dos serviços de saúde no Brasil

REFERÊNCIAS
1. Lambrew JM. Diagnosing disparities in health
insurance for women: a prescription for
change [site da Internet]. Disponível em:
www.cmwf.org/programs/insurance/
lambrew_women_493.pdf. Acessado em 1 de
maio de 2002.
2. Verbrugge LM, Wingard DL. Sex differentials
in health and mortality. Women Health
1987;12(2):103–145.
3. Arber S, Cooper H. Gender differences in health in later life: the new paradox? Soc Sci
Med 1999;48(1):61–76.
4. Verbrugge LM. The twain meet: empirical
explanations of sex differences in health
and mortality. J Health Soc Behav 1989;30(3):
282–304.
5. Marcus AC, Siegel JM. Sex differences in the
use of physician services: a preliminary test of
the fixed role hypothesis. J Health Soc Behav
1982;23(Sept):186–197.
6. Goldani AM. O regime demográfico brasileiro
nos anos 90. Em: Galvão L, Díaz J, eds. Saúde
sexual e reprodutiva no Brasil. São Paulo:
Editora Hucitec — Population Council; 1999.
p.25–69.
7. Schor E, Starfield B, Stidley C, Hankin J. Family health – utilization and effects of family
membership. Med Care 1987; 25(7):616–626.
8. Travassos C. Equity in the use of private hospitals contracted by a compulsory insurance
scheme in the city of Rio de Janeiro, Brazil,
1986 [tese de doutoramento]. London: The
London School of Economics and Political
Science; 1992.

ABSTRACT

Utilization of health care
services in Brazil: gender,
family characteristics,
and social status

9. Travassos C, Viacava F, Fernandes C, Almeida CM. Desigualdades geográficas e sociais na utilização de serviços de saúde no
Brasil. Ciência Saúde Coletiva 2000;5(1):133–
149.
10. Hulka B, Wheat J. Patterns of utilization: the
patient perspective. Med Care 1985;(5):438–
463.
11. Wennberg JE. On patient need, equity, supplier-induced demand, and the need to assess
the outcome of common medical practices.
Med Care 1985;23(5):512–520.
12. Doyal L. Gender equity in health: debates and
dilemmas. Soc Sci Med 2000;51(6):931–939.
13. Fundação Instituto de Geografia e Estatística
(IBGE). Estatísticas da saúde: assistência médico-sanitária 1999. Rio de Janeiro: IBGE;
2000.
14. Fundação Instituto de Geografia e Estatística
(IBGE). Pesquisa Nacional por Amostra de
Domicílios – 1998. Rio de Janeiro: IBGE; 2000.
15. Lee ES, Forthofer RN, Lorimer RJ. Analyzing
complex survey data. Londres: Sage Publications Inc; 1989.
16. Viacava F, Travassos CM, Pinheiro RS, Brito
A. Projeto: gênero e utilização de serviços
de saúde no Brasil, financiado pela OPS,
[relatório final de pesquisa]. Rio de Janeiro: Departamento de Informações em
Saúde/Centro de Informação Científica e
Tecnológica/Fundação Oswaldo Cruz; 2001.
17. Arber S. Integrating nonemployment into research on health inequalities. Int J Health Serv
1996;26(3):445–481.

18. Snijder TAB, Bosker RJ. Multilevel analysis:
an introduction to basic and advanced multilevel modeling. London: Savage; 1999.
19. Agresti A. Categorical data analysis. New
York: John Wiley & Sons, NY; 1990.
20. Shah BV, Barnwell BG, Bieler GS. SUDAAN —
software for statistical analysis of correlated
data. Versão 7.5. Research Triangle Park, NC:
Research Triangle Institute; 1979.
21. Wamala SP, Lynch J, Kaplan GA. Women’s
exposure to early and later life socioeconomic
disadvantage and coronary heart disease risk:
the Stockholm female coronary risk study. Int
J Epidemiol 2001;30(2):275–284.
22. Waldron I, Herold J. Employment, attitudes
toward employment, and women’s health.
Women Health 1986;11(1):79–98.
23. Mukhopadhyay S. Working status and stress
of middle class women of Calcutta. J Biosoc
Sci 1989;21(1):109–114.
24. Arber S. Class, paid employment and family
roles: making sense of structural disadvantage, gender and health status. Soc Sci Med
1991;32(4):425–436.
25. McDonough P, Williams D, House J, Duncan
G. Gender and the socioeconomic gradient in
mortality. J Health Soc Behav 1999;40(1):17–
31.
26. Matthews S, Manor O, Power C. Social inequalities in health: are there gender differences? Soc Sci Med 1999;48(1):49–60.

Objective. To investigate the pattern of utilization of health care services by men
and by women in Brazil.
Methods. We used data from the Brazilian National Household Sample Survey (Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios) carried out in 1998. Logistic regression models were developed to analyze information concerning men and women who had
and who did not have restrictions in their routine activities due to health problems
during the 15 days before the survey. The individual variables considered were: labor
market position (type of employment), amount of schooling completed, and race.
Also analyzed were family-related variables: per capita family income, size of the family, and, for the head of the family, the amount of schooling and labor market position. The two-level models (with family and individual variables) showed an effect
from family characteristics, but the variables analyzed did not explain that effect.
Results. Women used health services more often than did men, even after controlling for restrictions in routine activities due to health reasons. The use of health services by men and women was dependent on family income and on the social status
of the individual, indicating a pattern of social inequality. In both the group with restrictions in their activities and in the group without such restrictions, the men and
women differed from each other in their utilization of health care services. Family variables were more important in explaining the utilization of health services among people without restrictions in their activities.
Conclusions. Policies aimed at reducing inequalities in access to health care services
must take into consideration the differences between women and men as well as the
importance of family characteristics. It is also important to stress the need to include
the dimensions of gender and family in the design of health service utilization models.

Rev Panam Salud Publica/Pan Am J Public Health 11(5/6), 2002

373