Tendência da mortalidade por neoplasias malignas selecionadas em Rio Branco, Acre, Brasil, 1980-2006
Autor: Evandro Ferreira | Publicado: 2011-07-13T06:10:00-04:00

Cancer mortality    trends in Rio Branco, Acre State, Brazil, 1980-2006Cadernos de Saúde Pública vol.27 no.6 Rio de Janeiro June 2011ARTIGO    ARTICLE                                         Juliano de Pádua    NakashimaI; Sérgio KoifmanII; Rosalina Jorge KoifmanII     IPrograma    de Mestrado em Saúde Coletiva, Universidade Federal do Acre, Rio Branco,    Brasil IIEscola Nacional de Saúde Pública Sergio Arouca, Fundação    Oswaldo Cruz, Rio de Janeiro, Brasil     Correspondência                  RESUMO     A  distribuição    temporal da incidência e mortalidade por câncer na  Amazônia    Ocidental é desconhecida. As tendências das taxas de  mortalidade    por câncer ajustadas por idade nas localizações  anatômicas    apresentando maior magnitude entre 1980-2006 em Rio  Branco, Acre, Brasil, foram    modelizadas por meio de regressão linear.  A tendência temporal    da mortalidade por câncer em homens revelou  padrão de crescimento    não constante, e estabilidade em mulheres. Ao  final da série,    as taxas mais elevadas em mulheres foram, em ordem  decrescente, colo uterino,    pulmão, fígado e vias biliares  intra-hepáticas, estômago    e mama. No sexo masculino, foram pulmão,  próstata, fígado    e vias biliares intra-hepáticas, estômago e esôfago.  O padrão    observado revela elevação na mortalidade por câncer de mama     e pulmão em mulheres, declínio de câncer de colo uterino,    pulmão  em homens, e estômago em ambos os sexos. A elevada mortalidade    por  câncer de fígado merece destaque em decorrência das elevadas    taxas de  infecção pelo vírus da hepatite B e C no Acre.     Neoplasias; Mortalidade;    Distribuição Temporal      ABSTRACT     Time  trends in    cancer incidence and mortality in the Western Amazon  remain unknown. This study    explored age-standardized cancer mortality  rates according to anatomical site    in Rio Branco, Acre State,  Brazil, by constructing linear regression time trend    models. Cancer  mortality showed an increasing but inconstant trend in men and     stability in women. At the end of the time series, the highest cancer  rates    among women were for the cervix, lung, liver and intrahepatic  biliary tract,    stomach, and breast. Among men, the highest rates were  for cancer of the lung,    prostate, liver and intra-hepatic biliary  tract, stomach, and esophagus. The    study showed an increasing  mortality time trend for cancer of the prostate,    breast, and lung and  declining mortality rates for cervical cancer in women,    lung cancer  in men, and stomach cancer in both sexes. The high mortality rate     from liver cancer merits attention, considering the high hepatitis B and  C infection    rates in the State of Acre.     Neoplasms; Mortality;    Temporal Distribution                  Introdução     As informações    sobre a mortalidade têm sido a principal fonte para a compreensão    do perfil epidemiológico das populações 1.  A    taxa de mortalidade por câncer estima o risco de morte por  neoplasias    malignas e dimensiona a sua magnitude como problema de  saúde pública    2.     No  Brasil, os dados    sobre mortalidade são regularmente obtidos no  Sistema de Informações    sobre Mortalidade (SIM), sistema gerido pelo  Departamento de Análise    de Situação de Saúde, da Secretaria de  Vigilância    em Saúde, em conjunto com as secretarias estaduais e  municipais de saúde.    O documento oficial do SIM é a Declaração de  Óbito    (DO) 3.     Na  década    de 1980, o câncer era a quinta causa de morte na população     brasileira, sendo responsável por 10% dos óbitos no país    4.  A taxa de mortalidade correspondia a 117,5 óbitos por 100    mil  habitantes no sexo masculino, e a 90,7 por 100 mil no sexo feminino 5.    Em 2000, as neoplasias malignas passaram a figurar como a terceira causa mais    comum de óbito na população geral 4, com taxas    de mortalidade de 235,8 por 100 mil homens e de 187,5 por 100 mil mulheres 5.     Em 2007, o câncer tornou-se a segunda causa de óbito mais frequente,     correspondendo a 15,4%, do total de óbitos, atrás apenas das doenças     do aparelho circulatório (29,4% do total de óbitos) (Departamento     de Informática do SUS. Indicadores de mortalidade: C.4 mortalidade  proporcional    por grupos de causas.  http://tabnet.datasus.gov.br/cgi/tabcgi.exe?idb2009/c04.def,    acessado  em 23/Fev/2010).     De acordo com o    Instituto Nacional de Câncer (INCA. Atlas de mortalidade por câncer    no Brasil. http://mortalidade.inca.gov.br/index.jsp,     acessado em 23/Fev/2010), a distribuição das taxas de mortalidade     por câncer ajustadas por idade, no período de 1980 a 2006, variou    no  sexo masculino entre os seguintes valores: 133,3/100 mil em Belém     (Pará); 149,0/100 mil em São Paulo; 113,5/100 mil em Fortaleza     (Ceará); 121,0/100 mil em Goiânia (Goiás); e de 189,1/100    mil em  Porto Alegre (Rio Grande do Sul). No sexo feminino, as taxas foram de     94,1/100 mil em Belém; 96,5/100 mil em São Paulo; 83,5/100 mil    em  Fortaleza; 86,8/100 mil em Goiânia e de 113,0/100 mil em Porto Alegre.     A  investigação    da tendência histórica de eventos relacionados à saúde,     dentre eles a mortalidade por câncer, possibilita uma avaliação     mais adequada das medidas de controle dos agravos à saúde. A  distribuição    temporal da incidência e mortalidade por câncer na  Amazônia    Ocidental é desconhecida, e o objetivo deste estudo foi  analisar a tendência    temporal da mortalidade por neoplasias malignas  em localizações    anatômicas selecionadas (mama, colo uterino,  próstata, pulmão,    estomago, cólon, reto, fígado e vias biliares) em  residentes em    Rio Branco (Acre).           Material e métodos     Foi  realizado um    estudo de séries temporais da mortalidade por  neoplasias malignas na    cidade de Rio Branco, durante o período de  1980 a 2006. Os dados de mortalidade    foram obtidos no SIM do  Departamento de Informática do SUS (DATASUS;    http://www.datasus.gov.br),     sendo selecionados todos os óbitos em residentes na cidade de Rio  Branco    ocorridos no período de 1980 a 2006 e cuja causa básica  declarada    incluiu a menção a neoplasias que apresentam as maiores  taxas    de mortalidade em Rio Branco: colo uterino, estômago, traqueia,  brônquios    e pulmão, próstata, mama, cólon, reto, fígado e    vias  biliares. O SIM utilizou a 9ª revisão da Classificação    Internacional de Doenças (CID-9) 6 para codificar os óbitos    ocorridos de 1980 a 1995 e a 10ª revisão (CID-10) 7,    a partir de 1996.     Realizamos  uma    análise preliminar da mortalidade segundo idade e ano do óbito     para todas as neoplasias malignas (exceto pele) e posteriormente para  as localizações    anatômicas com maiores taxa de mortalidade, a saber:  colo uterino e porção    não especificada (C53 e C55), estômago (C16),  traqueia, brônquios    e pulmão (C33 e C34), próstata (C61), mama (C50),  e fígado    e vias biliares intra-hepáticas (C22).     As  estimativas    da população residente no município, segundo faixa  etária    tanto censitárias (1991, 1996, 2000) quanto intercensitárias  (1979    a 2005) utilizadas como denominadores para os cálculos das  taxas de mortalidade    foram obtidas no DATASUS e fornecidas pelo  Instituto Brasileiro de Geografia    e Estatística (IBGE). As populações  foram classificadas    segundo sexo e faixa etária (menor que 20 anos,  20-29 anos, 30-39 anos,    40-49 anos, 50-59 anos, 60-69 anos e 70 anos  ou mais) (DATASUS. Dados de população.    http://www.datasus.gov.br,    acessado em 23/Fev/2010).     Inicialmente,  foram    calculadas as taxas brutas de mortalidade pela razão entre o  número    de óbitos por uma dada neoplasia maligna e a população     estimada na data de 1º de julho em cada ano da série, sendo apresentadas     por 100 mil habitantes. Em seguida, as taxas brutas de mortalidade  foram padronizadas    por idade pelo método direto, sendo utilizada como  padrão a população    mundial proposta por Segi 8 e modificada por Doll et al. 9.     As  taxas calculadas    foram utilizadas na análise da tendência da  mortalidade pelas diferentes    neoplasias, através da estimativa de  modelos de regressão. Para    o processo de modelização, as taxas  padronizadas de mortalidade,    por cada localização de neoplasia (y)  foram consideradas como    variável dependente e, como variável  independente (x), os anos    do período de estudo.     O primeiro modelo    testado foi o de regressão linear simples (y = β0    + β1x)    e, a seguir, os modelos de segundo (y = β0    + β1x    + β2x2)    e terceiro graus (y = β0    + β1x    + β2x2    + β3x3).    Calculou-se o coeficiente de determinação (R2),  como    uma medida da magnitude da variância da variável dependente  analisada    sendo explicada pela variância da variável preditora ano.  Considerou-se    como modelo mais adequado aquele apresentando maior  significância estatística,    sendo definido que, caso mais de um modelo  se mostrasse semelhante sob o ponto    de vista estatístico, seria  escolhido o mais simples. Os modelos com    valor de "p" igual ou menor a  0,05 foram considerados estatisticamente significativos.     Para  se reduzir    a correlação seriada entre os termos da equação    de  regressão, realizou-se a centralização da variável    "ano" pelo ponto  médio da série histórica. Portanto, para    o período compreendido entre  1982 e 2004, o termo (X-1993) representa    a variável centralizada.  Para suavizar a série histórica,    em função da oscilação dos pontos,  proveniente do    pequeno número de casos em determinados estratos,  calculou-se a média    móvel centrada em cinco termos. Nesse processo, o  coeficiente alisado    do ano i (Yai) correspondeu à média  aritmética    dos coeficientes dos dois anos anteriores (i-2), do  próprio ano (i) e    dos dois anos seguintes (i + 2), correspondeu à  fórmula:     Utilizamos  o programa    Joinpoint, versão 3.4 (Statistical Research and  Applications Branch,    National Cancer Institute, Estados Unidos),  fornecido pelo Instituto Nacional    de Câncer Norte Americano para o  cálculo da variação    anual da mortalidade no período de 1980 a 2006 10. O programa    executa uma regressão linear segmentada (jointpont regression)     para estimar a variação anual percentual e identificar pontos    em  que há modificação da tendência. Foram ajustados    sucessivamente  modelos em que se assumiu um número diferente de "pontos"    de  modificação de tendência, desde 0 (caso em que a tendência    é  representada por um único segmento de reta) até 4. O    modelo escolhido  foi aquele com o maior número de pontos, em que se manteve    a  significância estatística (p &lt; 0,05).     A  partir da inclinação    estimada para cada segmento de reta  (coeficiente de regressão) foi calculada    a variação anual em  porcentagem e sua significância estatística,    estimada pelo método dos  mínimos quadrados por um modelo linear    generalizado, assumindo que  as taxas seguem uma distribuição de    Poisson.     O  câncer    de traqueia, brônquios e pulmão apresentou incompatibilidade  entre    a CID-9 e a CID-10. Essas três localizações eram codificadas     na CID-9 como 162, ocorrendo na CID-10 sua separação em neoplasias     da traqueia (C33) e em brônquios e pulmão (C34). Neste trabalho,     optou-se por analisar conjuntamente as três localizações    (C33 + C34).     Também  foi    encontrada incompatibilidade das CID em relação ao câncer    de  mama. Na CID-9 a localização anatômica da mama era dividida    nos  códigos 174 e 175, câncer de mama no sexo feminino e masculino,     respectivamente, enquanto que na CID-10, ambos os sexos foram incluídos     sob o código C50. Como neste trabalho analisou somente câncer de     mama no sexo feminino, a incompatibilidade não resultou em viés.    A Tabela 1  apresenta a correspondência entre a CID-9    e a CID-10 segundo a  localização anatômica primária    do tumor (sítios selecionados no  estudo).                           Para cada segmento    de reta, com inclinação estimada, foram calculados os limites    do intervalo de 95% de confiança (IC95%).           Resultados     Os resultados da    análise de tendência encontram-se na Tabela    2 e os resultados da análise da variação anual em porcentagem    encontram-se na Tabela 3.                           A  taxa de mortalidade    por câncer ajustada (todas as localizações  anatômicas)    no sexo masculino apresentou tendência de crescimento não  constante    (Figura 1).  Entretanto, mais recentemente, entre    1996 e 2004, as taxas  apresentaram crescimento constante, com variação    anual percentual de  3,3. A taxa de mortalidade ajustada por idade aumentou de    75/100 mil  para de 97,2/100 mil homens nesse período. No sexo feminino,    a  análise da tendência mostrou estabilidade das taxas no período     estudado, e a taxa de mortalidade ajustada por idade foi de 82,2/100 mil  mulheres    em 2004 (Figura 2).     Em  relação    ao câncer de colo uterino, o modelo que melhor representou o  comportamento    da tendência foi o de segundo grau. A mortalidade pela  neoplasia apresentou    tendência decrescente e não constante. Entre os  anos de 1994 e    2000, observamos diminuição acentuada na taxa, com  variação    anual percentual negativa de 10,7. Após esse período, a taxa  se    estabilizou em aproximadamente 11 mortes por 100 mil mulheres.     Foi  encontrada    tendência decrescente, constante e estatisticamente  significante (modelo    linear) das taxas de mortalidade por câncer  gástrico no sexo masculino.    A taxa apresentou variação anual  percentual negativa de -3,4.    A taxa que correspondia a 19,5/100 mil  em 1982 reduziu para 8,4/100 mil em 2004.    No sexo feminino,  constatamos tendência decrescente, porém não    constante. A diminuição  na taxa de mortalidade ocorreu particularmente    no período entre 1982 e  1988 (variação anual percentual    de -6) e entre 1995 e 1998 (variação  anual percentual de -10,6),    decaindo a taxa de 10,3/100 mil em 1982  para 6,5/100 mil em 2004.     O  câncer    de traqueia, brônquios e pulmão no sexo masculino apresentou,  tendência    decrescente, não constante, durante o período estudado. O  modelo    que melhor representou o comportamento da tendência da  mortalidade pela    neoplasia foi o de segunda ordem. As taxas  declinaram de 17,2 óbitos    por 100 mil em 1985 para 9,3/100 mil em  2002, com variação anual    percentual negativa de 2,8. Após 2002, houve  nova variação    das taxas que chegaram em 2004 ao valor de 12,6/100  mil. No sexo feminino, as    taxas mantiveram-se relativamente estáveis  durante o período entre    1982 e 1984, oscilando entre 3,7 óbitos por  100 mil e 4,9/100 mil. Entretanto,    nos anos mais recentes,  verificamos crescimento significativo da taxa que em    1989  correspondia a 3,2 óbitos por 100 mil e elevou-se para 7,6/100 mil    em  1996 (variação anual percentual de 14). Após tal período,    a taxa  manteve tendência de crescimento, contudo menos acentuada (variação     anual percentual de 2,1), atingindo em 2004 o valor de 10,4/100 mil.     A  taxa padronizada    de mortalidade por câncer de próstata apresentou  aumento significativo    no período estudado, mas não constante. Foi  observada grande oscilação    nas taxas durante o período estudado,  sendo a tendência de crescimento    evidente após 1988, ano a partir do  qual a taxa apresentou variação    anual percentual de 3,3, atingindo em  2004 o valor de 12,1 óbitos por    100 mil homens.     Ocorreu  tendência    a aumento estatisticamente significativo nas taxas  padronizadas de mortalidade    por câncer da mama. A tendência, todavia,  não foi constante,    e o modelo que melhor representou seu  comportamento foi o de segundo grau. Após    o ano de 1993, a taxa que  apresentava valor de 2,9/100 mil revelou crescimento    acentuado com  variação anual percentual de 5,5, chegando em 2004    a 6,4 óbitos por  100 mil mulheres.     As  taxas de mortalidade    por neoplasia maligna de fígado e vias biliares  intra-hepáticas    tanto no sexo masculino, quanto no sexo feminino,  apresentaram grande flutuação    no período estudado, sugerindo  estabilidade das distribuições.    As taxas oscilaram de 8,8 a 14,1/100  mil no sexo masculino e de 3,6 e 8,4 no    sexo feminino. Nos anos mais  recentes, período entre 2002 e 2006, as    taxas foram de 11,7 no sexo  masculino e de 6,7/100 mil no sexo feminino.     As  taxas padronizadas    de mortalidade por câncer do esôfago permaneceram  estáveis    durante o período estudado no sexo masculino. Foi observado  aumento acentuado    das taxas no período de 1982 a 1987. Após esse  período,    até o ano de 1997, as taxas declinaram menos intensamente,  atingindo    patamares apresentados no início da série. Mais  recentemente,    no período entre 2002 e 2006, a mortalidade pela  neoplasia apresentou    taxa padronizada de 1,9/100 mil.           Discussão     Um  aspecto relevante    a ser considerado em estudos de tendência da  mortalidade, como aqui apresentado    em relação às neoplasias, diz  respeito à qualidade    dos dados de mortalidade ao longo do tempo. Cabe  destacar que de acordo com    as informações disponibilizadas pelo  DATASUS, a distribuição    de causas mal definidas de óbito em Rio  Branco manteve-se estável    e em um patamar elevado durante todo o  período de estudo: 21% em 1980,    26,6% em 1985, 24,1% em 1990, 21,8%  em 1995, e 22,4% em 2000 e 2004. Dessa maneira,    as conclusões em  estudos de séries temporais de mortalidade naquele    município no  período aqui analisado devem ser tomadas com cautela,    em virtude das  limitações inerentes na consistência dos    dados de mortalidade.     Uma  vez ressaltadas    tais considerações, foi possível observar no  presente estudo    que a mortalidade por câncer (todas as localizações  anatômicas)    em Rio Branco apresentou tendência de crescimento não  constante    no sexo masculino e de estabilidade no sexo feminino. Um  estudo que avaliou    a tendência temporal da mortalidade por câncer no  período    compreendido entre 1980 e 1995, mostrou que as taxas de  mortalidade apresentaram    variação percentual de -0,3% nos homens,  diminuindo de 62,5/100    mil para 62,3/100 mil e de -4,8% nas mulheres,  reduzindo de 52,5/100 mil para    50,1/100 mil 11. Desde a  década de 1970, uma queda constante    e sistemática da mortalidade por  câncer do colo do útero    vem sendo encontrada na maioria dos países  latino-americanos, especialmente    em mulheres de meia idade 12.  No Brasil, no período de 1981    a 2006, somente a Região Sul mostrou  aumento no risco de morte por câncer    do colo do útero. As demais  regiões do país apresentaram    tendência de estabilização ou de queda  no risco de morte    pela neoplasia 4.     Algumas  hipóteses    podem ser levantadas para a tendência decrescente  observada na mortalidade    por câncer de colo uterino em Rio Branco. A  redução poderia    estar refletindo modificações decorrentes da melhoria  no acesso    aos serviços de saúde, indicando adesão aos programas de     prevenção, e de que o diagnóstico precoce de lesões    intraepiteliais  cervicais e seu tratamento têm sido mais efetivos.     A  queda da mortalidade    por câncer de estômago é um fenômeno verificado  mundialmente.    A queda pode ser parcialmente decorrente de uma  diminuição na    incidência, uma vez que o tratamento específico não  evoluiu    significativamente nos últimos anos 13, e também  da    modificação de hábitos alimentares, como o maior consumo    de  frutas e verduras frescas decorrente da disponibilidade de geladeiras. O     câncer gástrico apresentou no presente estudo tendência de     decréscimo em Rio Branco, em ambos os sexos. A tendência de declínio     observada provavelmente permanecerá por mais alguns anos (modelos linear     no sexo masculino e de segundo grau no feminino) e talvez decorra de  alterações    na exposição aos fatores de risco, como por exemplo, a  introdução    da refrigeração elétrica e outras formas de conservação     dos alimentos, o melhoramento do saneamento básico e a modificação     no hábito alimentar (aumento da ingestão de frutas, legumes e     verduras, redução do uso do sal) 14. A Região    Norte também  apresentou tendência de decréscimo. No Estado    do Pará, no período de  1980 a 1997, foi verificada diminuição    da tendência em ambos os  sexos, porém mais acentuada nos homens    15.     A  Região    Norte do país vem apresentando, desde 1979, tendência de  aumento    na mortalidade por câncer de pulmão em ambos os sexos,  entretanto    é mais acentuada no sexo feminino 16. Os  achados do presente    estudo indicam que Rio Branco apresenta tendência  de decréscimo    no sexo masculino e de crescimento no sexo feminino.  Esse achado é compatível    com a literatura nacional 15 e internacional 17,18,19    e pode ser explicado pela associação entre o câncer de pulmão    e a prevalência do tabagismo 20. Como o tabagismo é    o principal fator de risco para o câncer de pulmão 21,    a tendência atual da mortalidade pela neoplasia reflete o hábito    de fumar das gerações passadas 22.  Assim, a tendência    decrescente observada no sexo masculino reflete  provavelmente um declínio    no tabagismo ocorrido há pelo menos 20/30  anos, e a tendência aumento    na taxa de mortalidade no sexo feminino  seria o resultado do aumento do tabagismo    ocorrido entre as mulheres  nas décadas de 1960 e 1970. Adicionalmente,    alguns fatores  ocupacionais, ambientais e dietéticos também podem    ter exercido  alguma influência sobre a tendência favorável    nos homens 23.     O  câncer    de próstata apresentou tendência de crescimento não constante     em Rio Branco. Também foi encontrada tendência de crescimento na     mortalidade pela neoplasia na Região Norte. A taxa de mortalidade pela     neoplasia registrou aumento de 3,1/100 mil em 1980 para 6,4/100 mil em  1995    11. Da mesma forma, também se verificou aumento das  taxas    de mortalidade por câncer de próstata no Estado de São Paulo,     no período de 1970 a 1992 24, e no Rio Grande do Sul, no período    de 1979 a 1995 25.  Como hipótese explicativa para esses resultados,    é importante  destacar que a expansão e a melhoria das técnicas    de diagnóstico  precoce, como o rastreamento pela dosagem sérica    do antígeno  prostático específico (PSA), podem ter conduzido    a uma maior  precocidade na detecção desta neoplasia maligna, que    outrora poderia  permanecer não diagnosticada 26. Além    disso, é importante  considerar que a maior longevidade e controle das    demais doenças  crônico-degenerativas, como a hipertensão    e o diabetes, por exemplo,  contribuem para a maior exposição ao    risco de desenvolver e morrer  por câncer de próstata.     Foi  observada tendência    de aumento nas taxas de mortalidade por câncer  de mama em Rio Branco.    Na Região Norte também se encontrou tendência  de aumento    da mortalidade pela neoplasia. No período entre 1980 e  1995, houve variação    de 37,5% na taxa padronizada de mortalidade pela  neoplasia que aumentou de 3,2    óbitos por 100 mil mulheres para  4,4/100 mil mulheres 11.    No Estado de São Paulo, no  período de 1970 a 1992, foi observado    aumento de 19,7% nos  coeficientes de mortalidade pela neoplasia, salientando    que esta era a  principal causa de morte por câncer em mulheres paulistas    25.  Na Região Sul do país, no período de 1980    a 2002, observou-se  crescimento das taxas de mortalidade por câncer de    mama nos três  estados da região 27. O aumento verificado    em Rio Branco  pode estar relacionado ao envelhecimento populacional. A exposição    a  substâncias químicas, entre as quais o uso de hormônios    exógenos,  pesticidas, entre outros, bem como o aumento da prevalência    da  obesidade 28 e fatores dietéticos 29, podem     também ter desempenhado um papel na recente tendência ascendente    da  mortalidade por câncer de mama. A ausência de um programa de     rastreamento que atinja toda a população feminina suscetível,     associada à precária assistência terapêutica prestada,    provavelmente  contribui para que a tendência na mortalidade permaneça    crescente por  alguns anos.     O  câncer    de fígado e vias biliares intra-hepáticas representou, em  2004,    a terceira causa mais frequente de óbito por câncer em ambos os     sexos. A infecção pelos vírus da hepatite B e C, um dos    fatores  etiológicos mais importantes para o hepatocarcinoma 30,    é endêmica na região 31.  Segundo dados do Ministério    da Saúde, em 2005, as taxas de  mortalidade por hepatites virais B e C    no Acre foram as maiores do  Brasil 32. Esse achado pode explicar    a magnitude das taxas  de mortalidade pela neoplasia no município. Entretanto,    o registro  de óbitos por câncer metastático para o fígado    e notificados como o  câncer primário do órgão, também    justificaria a observação de taxas  de mortalidade tão elevadas.     Os  resultados apresentados    neste estudo apresentam algumas limitações a  serem destacadas.    Inicialmente, deve-se tomar em consideração que a  atenção    prestada aos pacientes com câncer durante o período de estudo  deste    trabalho era majoritariamente realizada fora do Estado do  Acre. O Hospital de    Câncer de Rio Branco iniciou suas atividades em  2007, e até então    a maioria dos pacientes era encaminhada para  tratamento em outros estados. Assim,    embora a informação sobre o  município de residência    seja disponibilizada nos dados de mortalidade  do DATASUS, é possível    supor que as informações sobre a casuística  de óbitos,    e consequentemente as taxas de mortalidade por câncer na  série    analisada nesta investigação, possam estar subestimadas ao  longo    de todo o período analisado.     Por  outro lado,    a investigação apresenta alguns pontos fortes. Trata-se  do primeiro    estudo realizado de forma abrangente que avalia a  magnitude das tendências    da mortalidade por câncer em Rio Branco, e  dessa maneira, retrata uma    parcela do quadro epidemiológico da  mortalidade por câncer na Amazônia    Ocidental.     Por  tal razão,    considerando-se a inexistência de registros de câncer de  base populacional    em toda aquela região, as tendências descritas do  padrão    de mortalidade por câncer neste trabalho poderão vir a  contribuir    para a discussão do quadro epidemiológico regional atual  das neoplasias    e o estabelecimento de políticas públicas para seu  diagnóstico    precoce e controle.           Conclusões     As  informações    da mortalidade por câncer analisadas na população  residente    de Rio Branco, são sugestivas de que seu padrão de  distribuição    durante o período 1980 a 2006 guarda, em seu conjunto,  características    similares com as tendências descritas nas populações  das    demais regiões do país. Entre estas, cabe destacar as tendências     observadas quanto à elevação na mortalidade por câncer    de  próstata, de câncer de mama e de pulmão em mulheres,    bem como o  declínio na mortalidade pelas neoplasias de colo uterino,    de câncer  de pulmão em homens, e de câncer de estômago    em ambos os sexos. Por  outro lado, e de forma distinta do observado em outras    regiões, foi  constatada uma alta mortalidade por câncer de fígado    e vias biliares  intra-hepáticas, representando a terceira maior causa    de morte por  câncer em ambos os sexos.           Colaboradores     J. P. Nakashima,    S. Koifman e R. J. Koifman participaram da concepção, redação,    revisão e aprovação final do estudo.           Agradecimentos     A  realização    desta investigação foi parcialmente apoiada pela  Coordenação    de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (CAPES)  através    da Associação Temporária estabelecida entre a Universidade     Federal do Acre (Mestrado em Saúde Coletiva) e a Escola Nacional de  Saúde    Pública Sergio Arouca, Fundação Oswaldo Cruz (Programa    de  Pós-graduação em Saúde Pública e Meio    Ambiente). R. J. Koifman e S.  Koifman desenvolvem atividades de pesquisa apoiadas    pelo Conselho  Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico    (CNPq) e  Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado do Rio    de Janeiro (FAPERJ).           Referências     1.  Lagiou P, Adami    HO, Trichopoulos D. Measures and estimates of cancer  burden. In: Adami H, Hunter    D, Trichopoulos D, editors. Textbook of  cancer epidemiology. Oxford: Oxford    University Press; 2008. p. 43-4.             [ Links ]     2.  Rede Interagencial    de Informação para a Saúde. Indicadores  básicos para    a saúde no Brasil: conceitos e aplicações. 2ª Ed.    Brasília: Organização Pan-Americana da Saúde; 2008.            [ Links ]     3. Fundação    Nacional de Saúde. Manual de instruções para o preenchimento    da declaração de óbito. 3ª Ed. Brasília:    Fundação Nacional de Saúde; 2001.            [ Links ]     4.  Secretaria de    Vigilância em Saúde, Ministério da Saúde. Saúde     Brasil 2004: uma análise da situação de saúde. Brasília:    Ministério  da Saúde; 2004.            [ Links ]     5.  Cervi A, Hermsdorff    HHM, Ribeiro RCL. Tendência da mortalidade por  doenças neoplásicas    em 10 capitais brasileiras, de 1980 a 2000. Rev  Bras Epidemiol 2007; 8:407-18.            [ Links ]     6. Organização    Mundial da Saúde. Manual da classificação estatística    internacional de doenças, lesões e causas de óbito. 9ª    Ed. São Paulo: Centro da OMS para Classificação de Doenças    em Português; 1975.            [ Links ]     7. Organização    Mundial da Saúde. Classificação estatística internacional    de doenças e problemas relacionados à saúde. 10th     Ed. São Paulo: Centro Colaborador da Organização Mundial    da saúde  para a Classificação de Doenças em Português;    1995.            [ Links ]     8.  Segi M. Cancer    mortality for selected sites in 24 countries  (1950-57). Sendai: Department of    Public Health, Tohoku University  School of Medicine; 1960.            [ Links ]     9.  Doll R, Payne    P, Waterhouse JAH, editors. Cancer incidence in five  continents. v. I. Geneva:    Union Internationale Contre le Cancer;  1966.            [ Links ]     10.  Kim HJ, Fay    MP, Feuer EJ, Midthune DN. Permutation tests for  joinpoint regression with applications    to cancer rates. Stat Med  2000; 19:335-51.            [ Links ]     11.  Wünsch    Filho V, Moncau JE. Mortalidade por câncer no Brasil  1980-1995: padrões    regionais e tendências temporais. Rev Assoc Med  Bras 2002; 48:250-7.            [ Links ]     12.  Bocciolone    L, La Vecchia C, Levi F, Lucchini F, Franceschi S. Trends  in uterine cancer    mortality in the Americas, 1955-1988. Gynecol  Oncol 1993; 51:335-44.            [ Links ]     13.  Doll R. Are    we winning the fight against cancer? An epidemiological  assessment. EACR - Mühlbock    memorial lecture. Eur J Cancer 1990;  26:500-8.            [ Links ]     14. Plummer M,    Franceschi S, Muñoz N. Epidemiology of gastric cancer. IARC Sci Publ    2004; (157):311-26.            [ Links ]     15.  Resende ALS,    Mattos IE, Koifman S. Mortalidade por câncer gástrico  no estado    do Pará, 1980-1997. Arq Gastroenterol 2006; 43:247-52.             [ Links ]     16.  Boing AF, Rossi    TF. Tendência temporal e distribuição espacial da  mortalidade    por câncer de pulmão no Brasil entre 1979 e 2004:  magnitude, padrões    regionais e diferenças entre sexos. J Bras Pneumol  2007; 33:544-51.            [ Links ]     17.  Jemal A, Chu    KC, Tarone RE. Recent trends in lung cancer mortality  in the United States.    J Natl Cancer Inst 2001; 93:277-83.             [ Links ]     18. Parkin DM,    Bray F, Ferlay J, Pisani P. Global cancer statistics, 2002. CA Cancer J Clin    2005; 55:74-108.            [ Links ]     19.  Bray F, Tyczynski    JE, Parkin DM. Going up or coming down? The  changing phases of the lung cancer    epidemic from 1967 to 1999 in the  15 European Union countries. Eur J Cancer    2004; 40:96-125.             [ Links ]     20.  Doll R, Hill    AB. Mortality in relation to smoking: ten years'  observations of British doctors.    BMJ 1964; 1:1460-7.            [ Links ]     21. Parkin DM.    Epidemiology of cancer: global patterns and trends. Toxicol Lett 1998; 102/103:227-34.            [ Links ]     22.  World Health    Organization. Tobacco or health: a global status  report. Geneva: World Health    Organization; 1997.            [ Links ]     23.  Blot WJ, Fraumeni    Jr. JF. Cancer of the lung and pleura. In:  Schottenfeld D, Fraumeni Jr. JF,    editors. Cancer epidemiology and  prevention. New York: Oxford University Press;    1996. p. 637-65.             [ Links ]     24. Fonseca LAM,    Mameri CP. Mortalidade por câncer no Estado de São Paulo. Oncol    Atual 1992; 2:6-14.            [ Links ]     25.  Hallal AL,    Gotlieb SLD, Latorre MRDO. Evolução da mortalidade por  neoplasias    malignas no Rio Grande do Sul, 1979-1995. Rev Bras  Epidemiol 2001; 4:168-77.            [ Links ]     26.  Sun L, Caire    AA, Robertson CN, George DJ, Polascik TJ, Maloney KE,  et al. Men older than    70 years have higher risk prostate cancer and  poorer survival in the early and    late prostate specific antigen eras.  J Urol 2009; 182:2242-8.            [ Links ]     27.  Gonçalves    ATC, Jobim PFC, Vanacor R, Nunes LN, Albuquerque IM,  Bozzetti MC. Câncer    de mama: mortalidade crescente na Região Sul do  Brasil entre 1980 e 2002.    Cad Saúde Pública 2007; 23:1785-90.             [ Links ]     28.  Filozof C,    Gonzalez C, Sereday M, Mazza C, Braguinsky J. Obesity  prevalence and trends    in Latin-American countries. Obes Rev 2001;  2:99-106.            [ Links ]     29. Cibeira GH,    Guaragna RM. Lipídio: fator de risco e prevenção do câncer    de mama. Rev Nutr 2006; 19:65-75.            [ Links ]     30. Hepatitis viruses.    IARC Monogr Eval Carcinog Risks Hum 1994; 59:1-255.            [ Links ]     31.  Viana S, Paraná    R, Moreira RC, Compri AP, Macedo V. High prevalence  of hepatitis B virus and    hepatitis D virus in the western Brazilian  Amazon. Am J Trop Med Hyg 2005; 73:808-14.            [ Links ]     32.  Secretaria    de Vigilância em Saúde, Ministério da Saúde. Sistema     nacional de vigilância em saúde: relatório de situação    - Acre. 2ª Ed. Brasília: Ministério da Saúde, 2007.            [ Links ]                     Correspondência:  S. Koifman Escola Nacional de Saúde Pública Sergio Arouca, Fundação    Oswaldo Cruz. Rua Leopoldo Bulhões 1480, Rio de Janeiro, RJ 21041-210, Brasil. koifman@ensp.fiocruz.br     Recebido em 18/Nov/2010 Versão final reapresentada em 20/Mar/2011 Aprovado em 07/Abr/2011