Análise da variação concelhia da mortalidade anual média por neoplasias
malignas dos órgãos do aparelho respiratório e intra-torácicos em Portugal
Continental
As neoplasias do aparelho respiratório e órgãos intratorácicos constituem o
terceiro grupo de neoplasias mais comum em Portugal, precedidos pelas
neoplasias do aparelho digestivo e peritoneu e as neoplasias malignas dos
órgãos geniturinários. De acordo com informação produzida pela Direcção-Geral
de Saúde (Portugal. Direcção-Geral da Saúde, 2003) para o Continente, no ano de
2001 as taxas de mortalidade pelas neoplasias citadas foram, respectivamente,
de 32,1 óbitos por 105 habitantes, 85,2 óbitos por 105habitantes e 35,7 óbitos
por 105 habitantes. No período de 2000 a 2004, em Portugal Continental,
registaram-se 16 329 óbitos por neoplasias do aparelho respiratório e órgãos
intra-torácicos dos quais 98% corresponderam a tumores da laringe, da traqueia,
dos brônquios e dos pulmões. Num estudo de âmbito nacional (Nogueira, Paixão e
Rodrigues, 2007), que contempla dados de 1980 a 2001, verificou-se que esta
causa de morte era mais frequente nos homens do que nas mulheres, tendo-se
constatado uma tendência linear crescente da mortalidade em ambos os sexos. A
representação por distrito da razão padronizada de mortalidade por neoplasia da
traqueia, brônquios e pulmão evidenciou variações geográficas de relevo, com
diferenças significativas por sexo (Motta e Falcão, 1997).
O conhecimento do padrão de ocorrência de determinada doença no espaço pode
evidenciar ocorrências agregadas que justifiquem investigação adicional ou
mesmo lançar pistas sobre a etiologia da mesma, particularmente quando se
constatem existir determinantes (ambientais, socioeconómicas e de estilos de
vida, entre outras) que revelem distribuições geográficas concordantes com a da
doença. Face ao exposto, o conhecimento da distribuição espacial de algumas
doenças pode igualmente contribuir para clarificar aspectos relacionados com o
seu aparecimento e propagação (Werneck e Struchiner, 1997). Neste contexto, a
variabilidade espacial da mortalidade por neoplasias, como a do pulmão, tem
sido amplamente estudada uma vez que o reconhecimento de padrões geográficos
poderá indiciar pistas conducentes a uma maior compreensão da etiologia da
neoplasia (Aragonés et al.,2007). São exemplo do anterior, o estudo
desenvolvido no Brasil (Wünsch Filho e Moncau, 2002) onde se observou
heterogeneidade na distribuição da mortalidade por vários tipos de neoplasias e
da investigação que decorreu em Nova Iorque (Jacquez e Greiling, 2003) na qual
foram identificados clusters significativos com baixas e elevadas razões
padronizadas de morbilidade (calculadas a partir da incidência de neoplasias da
mama, colorectal e do pulmão). A identificação das regiões com taxas de
incidência de cancro do pulmão significativamente mais elevadas ou mais
reduzidas do que as localizações circundantes constituiu objectivo do trabalho
publicado por Pearce e Boyle (2005). Neste estudo a identificação de
clustersbaseou-se numa metodologia de janela móvel e foi aplicada a áreas
censitárias na Escócia. Os resultados obtidos apontam para uma maior incidência
de cancro do pulmão em áreas urbanas.
Com o presente trabalho, e com base em dados de Portugal Continental relativos
ao período de 2000 a 2004, pretendeu-se numa primeira fase descrever as
variações observadas entre concelhos na mortalidade anual média devida a
neoplasias malignas dos órgãos do aparelho respiratório e intra-torácicos,
tendo-se posteriormente procedido à identificação de conjuntos de unidades
geográficas onde esta causa de morte se diferenciou no território continental.
A investigação agora apresentada permitirá fundamentar decisões de intervenção
no domínio da saúde com vista à mitigação do risco.
2. Metodologia
2.1. Indicadores de mortalidade
A análise da mortalidade por neoplasias malignas dos órgãos do aparelho
respiratório e intra-torácicos foi desenvolvida por concelho, tendo por base os
óbitos anuais acumulados, por esta causa, ocorridos em Portugal Continental no
período de 2000 a 2004 e a população residente no Continente em 2001 (Portugal.
INE, 2001). Esta última foi considerada como representativa da população
residente no Continente em cada um dos cinco anos do período estudado, motivo
pelo qual foi contabilizada cinco vezes. Tanto os dados relativos aos óbitos,
como os relativos à população foram obtidos através do Instituto Nacional de
Estatística-INE.
Consideraram-se todos os óbitos classificados de acordo com a 9.a (CID 9) e
10.a (CID 10) revisões da Classificação Internacional de Doenças (causas 1600 a
1659 da CID 9 ou causas C300 a C399 da CID 10). Tanto os óbitos como a
população residente foram desagregados por sexo e pelos grupos etários 0-64,
65-74 e 75 e mais anos. Determinaram-se taxas de mortalidade padronizadas (TMP)
pela idade, através do método de padronização directo, recorrendo à população
residente em Portugal Continental (2001) como padrão. A selecção dos 3 grupos
etários citados é justificada pelo escasso número de óbitos pelas causas em
análise, entre os indivíduos mais jovens. Deste modo, a desagregação do grupo
etário 0-64 ocasionaria estimativas das TMP concelhias com menor precisão.
A comparação das TMP concelhias (TMPj) com a taxa equivalente do Continente
(TMP) foi viabilizada pela apresentação de uma medida do risco relativo de
morte - o Índice Comparativo de Mortalidade (ICM). No contexto do
presente estudo, este índice expressa (em percentagem) a razão entre a taxa de
mortalidade padronizada pela idade para determinado concelho je a taxa
correspondente do Continente. Para testar se o valor de ICM é estatisticamente
diferente de 100 (valor correspondente ao Continente), ou seja para avaliar se
a diferença entre uma TMP concelhia (TMPj) e a taxa equivalente do Continente
(TMP) seria estatisticamente significativa, realizou-se um teste de hipóteses:
H0: ICM = 100 vs. H1: ICM ≠ 100 (Rabiais, Branco e Falcão, 2003). A hipótese
nula deste teste foi rejeitada para significâncias (p) inferiores ao nível de
significância pré-estabelecido (no presente caso 0,05 ou 5%).
Dado que os valores de ICMj correspondem a uma variação de escala aplicada às
taxas padronizadas (TMPj), a distribuição espacial das duas variáveis é
análoga, motivo pelo qual apenas se optou pela construção de mapas temáticos
para uma das variáveis (o ICMj).
Para o mapeamento dos índices concelhios recorreu-se a um Sistema de Informação
Geográfica (SIG). Na construção das legendas dos mapas representativos da
variação espacial do ICM optou-se pela estruturação da informação em sete
classes que resultam da análise de percentis associados à variável
cartografada. Consequentemente, os limites das classes utilizadas nas legendas
do ICM têm igual significado, apesar dos valores diferirem entre sexos.
2.2. Auto-correlação espacial
Após representação da distribuição espacial do ICM através de mapas temáticos,
desenvolveu-se uma análise sobre a dependência espacial evidenciada pelos ICM
concelhios obtidos para cada sexo. Esta análise permite compreender em que
medida é que o valor de ICM observado para cada concelho é ou não dependente
dos valores de ICM associados aos concelhos vizinhos. Este tipo de análise
também possibilita identificar grupos de concelhos (clusters) tendo em conta os
respectivos valores de ICM e as relações de vizinhança e/ou de contiguidade
existentes entre os mesmos concelhos. Neste sentido, e recorrendo a um
softwareestatístico do domínio púbico (Anselin, Syabri e Kho, 2004; Anselin,
2005), procedeu-se à avaliação da auto-correlação espacial através dos índices
global e local de Moran (Assunção, 2001; Druck et al., 2004). No cálculo destes
índices, assumiu-se que eram vizinhos de determinado concelho, todos os
concelhos situados num raio de 30 km
1
do concelho em apreciação.
O índice global de Moran (também designado de estatística I de Moran)
disponibiliza uma medida global da auto-correlação espacial evidenciada pela
distribuição de dada variável (Assunção, 2001). A estatística I de Moran varia
entre -1 e +1, correspondendo o valor zero à inexistência de dependência
espacial. Valores de I positivos indicam uma autocorrelação positiva (tanto
maior, quanto mais próxima da unidade), definida por uma predominância na
similaridade dos valores das unidades geográficas e das suas vizinhanças.
Também existe dependência espacial quando I é negativo e próximo de -1,
no entanto esta situação reflecte a dissemelhança entre os valores das unidades
geográficas e os das suas vizinhanças.
No presente trabalho, o índice global de Moran forneceu uma medida global da
dependência espacial evidenciada pela distribuição concelhia do risco relativo
de morte por neoplasias malignas dos órgãos do aparelho respiratório e intra-
torácicos, para cada sexo. Através deste índice global mediu-se a tendência à
agregação espacial dos valores de ICM observados no Continente.
O índice global de Moran assume que a distribuição da variável em apreciação no
espaço é homogénea. Este pressuposto nem sempre é válido, porque podem existir
diferentes regimes de correlação espacial associados a diferentes regiões do
domínio espacial. Para evidenciar regimes de dependência espacial locais,
utilizou-se o índice de auto-correlação local de Moran (abreviadamente
designado por LISA), bem como o gráfico de dispersão associado.
O índice LISA expressa uma medida de dependência espacial local, que é
calculada individualmente para cada região a partir da observação
correspondente e das observações de regiões vizinhas. O valor do índice LISA
obtido para uma região depende muito do critério de vizinhança adoptado, que no
presente caso foi, como já referido, de 30 km.
O gráfico de dispersão de Moran permite comparar o valor de cada observação
(correspondente a uma região) com o valor médio das observações na sua
vizinhança. No presente estudo, este gráfico viabilizou a comparação do ICM de
cada concelho, com o valor médio dos ICM de concelhos vizinhos. A análise deste
gráfico possibilitou diferenciar os concelhos do Continente (com base na auto-
correlação espacial evidenciada pelos valores de ICM) em quatro grandes grupos:
1. Concelhos com ICM elevado, rodeados por vizinhos cujos valores de
ICM são em média igualmente elevados (grupo Alto-Alto);
2. Concelhos com valores elevados de ICM, rodeados por vizinhos que
apresentam valores mais reduzidos de ICM (grupo Alto-Baixo);
3. Concelhos com reduzidos valores de ICM, rodeados por vizinhos com
valores de ICM mais elevados (grupo Baixo-Alto);
4. Concelhos com reduzidos valores de ICM, rodeados por vizinhos com
valores de ICM que em média também são reduzidos (grupo Baixo-Baixo).
A par da classificação dos concelhos do Continente nestes quatro grupos, a
análise desenvolvida fornece uma medida da significância associada a cada
índice local de Moran (LISA). Deste modo é possível seleccionar apenas os
concelhos que para determinado nível de significância pertençam a um dos quatro
grupos listados. Enquanto que os grupos 1 e 4 auxiliam à identificação de
conjuntos de concelhos homogéneos (clusters)no respeitante aos valores de ICM
apresentados, os grupos 2 e 3 identificam concelhos atípicos (outliers
espaciais). O mapeamento do índice LISA relativo ao ICM de cada sexo foi
viabilizado pelo softwareSIG utilizado.
A significância estatística do índice global de Moran (estatística I) foi
determinada de forma similar à significância dos índices locais de Moran
(índices LISA). No presente estudo, a hipótese nula associada ao teste da
estatística I de Moran postula a independência dos valores de ICM associados
aos diversos concelhos do Continente. O teste estatístico utilizado para testar
esta hipótese foi um teste de pseudo-significância baseado em procedimentos
permutacionais aleatórios. Após diversas permutações entre concelhos dos
valores de ICM observados, constrói-se uma distribuição empírica de I. O valor
do índice I medido originalmente terá significância estatística se corresponder
a um "extremo" da distribuição empírica obtida (Druck et al.,2004).
3. Resultados
No período de 2000 a 2004 ocorreram 16 329 óbitos por neoplasias dos órgãos do
aparelho respiratório e intra-torácicos em Portugal Continental, 82,3% dos
quais em indivíduos do sexo masculino. A taxa de mortalidade anual média do
Continente associada a esta causa, para o conjunto dos dois sexos, foi de 33,1
óbitos por 100 000 habitantes.
Numa análise por sexos, e para o mesmo período, verificou-se que nos indivíduos
do sexo masculino a taxa de mortalidade anual média do Continente devida a
estas neoplasias foi de 61,6 óbitos por 100 000 habitantes, enquanto que nos
indivíduos do sexo feminino a mesma foi de 10,4 óbitos por 100 000 habitantes.
O desvio padrão associado à variação das TMP concelhias foi de 23,4 óbitos
anuais por 100 000 habitantes no sexo masculino e de 5,2 óbitos anuais por 100
000 habitantes no sexo feminino.
3.1. Distribuição geográfica do Índice Comparativo de Mortalidade
No que diz respeito aos índices comparativos de mortalidade (ICM), e tendo em
conta os indivíduos do sexo masculino, observou-se que aproximadamente 33% (91)
dos concelhos revelaram um ICM superior ao do Continente. No entanto, destes,
somente 20 concelhos apresentaram valores significativamente diferentes do ICM
do Continente. No período 2000-2004 não ocorreram óbitos de indivíduos do sexo
masculino por esta causa no concelho de Pampilhosa da Serra.
No mesmo período, não se verificaram óbitos de mulheres por estas neoplasias em
24 concelhos do Continente. Em aproximadamente 36% dos concelhos, o valor de
ICM calculado para o sexo feminino foi superior ao do Continente, mas de entre
estes somente quatro concelhos (Cascais, Oeiras, Lisboa e Porto) apresentaram
valores de ICM significativamente diferentes de 100.
No Quadro I apresenta-se por sexo, e para o período 2000-2004, a ordenação dos
seis concelhos com os maiores valores de ICM (de entre os que apresentaram
valores significativamente diferentes do ICM do Continente). Da sua leitura
conclui-se que os seis concelhos destacados para o sexo masculino se situam em
dois distritos preferenciais (Beja e Porto). No sexo feminino, apenas existem
quatro concelhos com valores de ICM significativamente diferentes do ICM de
Portugal Continental. Estes quatro concelhos pertencem às principais Áreas
Metropolitanas do país (Lisboa e Porto).
Quadro I
Taxas de mortalidade padronizadas pela idade (TMP) e índices comparativos de
mortalidade (ICM) por neoplasias malignas dos órgãos do aparelho respiratório e
intra-torácicos, para o período de 2000-2004, por sexo: ordenação dos seis
concelhos com os maiores valores de ICM, de entre os significativamente
diferentes do ICM do Continente
Na distribuição concelhia dos ICM relativos a neoplasias malignas dos órgãos do
aparelho respiratório e intra-torácicos, por sexo (Figura 1),observa-se que os
ICM mais elevados do sexo masculino estavam geograficamente concentrados nos
distritos de Beja, Porto e Lisboa. É de realçar que a região Alentejo incluía o
maior grupo de concelhos contíguos com valores de ICM elevados. No caso das
mulheres, a localização dos concelhos com ICM de elevado valor não indiciou a
existência de um padrão geográfico a destacar.
Figura 1
Distribuição concelhia do Índice Comparativo de Mortalidade (ICM) por
neoplasias malignas dos órgãos do aparelho respiratório e intra-torácicos em
Portugal Continental, no período de 2000 a 2004, em: a) indivíduos do sexo
masculino; b) indivíduos do sexo feminino
3.2. Associação entre Índices Comparativos de Mortalidade concelhios
Na análise da associação espacial global existente entre os ICM concelhios do
sexo masculino verificou-se que a estatística I de Moran foi de 0,48, valor que
expressa uma moderada e significativa (p= 0,001 para 999 permutações)
dependência espacial do ICM pelas neoplasias malignas dos órgãos do aparelho
respiratório e intra-torácicos nos homens.
Para o sexo feminino, o valor da estatística I de Moran foi de 0,13 revelando
uma diminuta, mas significativa (p= 0,001 para 999 permutações), associação
espacial dos ICM concelhios correspondentes. A análise da associação espacial
local (baseada em índices LISA) aplicada aos ICM por neoplasias malignas dos
órgãos do aparelho respiratório e intratorácicos viabilizou a criação de um
mapa para cada sexo que evidencia grupos de concelhos contíguos (clusters)onde
a associação espacial existente era estatisticamente significativa (p< 0,05).
Os clustersreferidos correspondem às classificações Alto-Alto e Baixo-Baixo da
Figura 2.
Figura 2
Classificação dos concelhos do Continente face ao valor do índice local de
associação espacial (LISA) determinado com base no ICM relativo a neoplasias
malignas dos órgãos do aparelho respiratório e intra-torácicos verificadas em
Portugal Continental, no período de 2000 a 2004, em: a) indivíduos do sexo
masculino; b) indivíduos do sexo feminino
A Figura 2a) sintetiza os resultados do índice LISA obtidos para o ICM do sexo
masculino. A sua análise evidenciou a existência de quatro regiões
(clustersAlto-Alto) que se caracterizam por incluir concelhos contíguos com
elevados valores de ICM. Os quatro grupos referidos são:
● A sul do Continente, um cluster formado por 13 concelhos (11 do
distrito de Beja: Aljustrel, Almodôvar, Alvito, Barrancos, Beja,
Castro Verde, Cuba, Ferreira do Alentejo, Moura, Serpa e Vidigueira;
um concelho do distrito de Évora: Mourão e um concelho do distrito de
Faro: Loulé), que se caracteriza por apresentar um risco relativo de
morte, pelas causas em apreciação, que em média era 58% superior ao
de Portugal Continental. Salienta-se no entanto que dos concelhos
referidos somente Aljustrel, Ferreira do Alentejo e Beja apresentaram
um ICM significativamente diferente do ICM do Continente.
Na Área Metropolitana de Lisboa (AML) destacaram-se mais dois agrupamentos de
concelhos que apenas são separados pelo rio Tejo.
● O cluster da AML Sul inclui 8 concelhos do distrito de Setúbal:
Alcochete, Almada, Barreiro, Moita, Montijo, Seixal, Sesimbra e
Setúbal. Nestes concelhos o risco relativo de morte pelas causas em
análise era em média 27% superior ao de Portugal Continental, apesar
do valor de ICM só ter sido significativamente diferente do ICM do
Continente nos concelhos de Almada, Barreiro e Setúbal.
● O cluster da AML Norte inclui 7 concelhos do distrito de Lisboa:
Cascais, Lisboa, Loures, Oeiras, Sintra, Amadora e Odivelas. Neste
cluster o risco relativo de morte, pelas causas em avaliação, era em
média 20% superior ao de Portugal Continental e dos concelhos nele
incluídos, só Odivelas não apresentou um ICM significativamente
diferente do ICM do Continente.
● Mais a norte, em torno da Área Metropolitana do Porto (AMP)
evidenciou-se igualmente um cluster formado por 21 concelhos, dos
quais 14 pertencem ao distrito do Porto (Gondomar, Lousada, Maia,
Matosinhos, Paços de Ferreira, Paredes, Penafiel, Porto, Póvoa do
Varzim, Santo Tirso, Valongo, Vila do Conde, Vila Nova de Gaia e
Trofa), 5 situam-se no distrito de Braga (Barcelos, Esposende,
Guimarães, Vila Nova de Famalicão e Vizela) e 2 pertencem ao distrito
de Aveiro (Espinho e Santa Maria da Feira). Neste cluster o risco
relativo de morte pelas causas em apreciação era em média 27%
superior ao do Continente, mas dos concelhos mencionados apenas sete
evidenciaram valores de ICM significativamente diferentes do ICM do
Continente (Gondomar, Maia, Matosinhos, Porto, Valongo, Vila do Conde
e Vila Nova de Gaia).
Comparativamente ao sexo masculino, o menor número de óbitos por neoplasias
malignas dos órgãos do aparelho respiratório e intra-torácicos nas mulheres
originou taxas de mortalidade mais imprecisas. Deste modo, a maioria dos ICM
concelhios obtidos para o período estudado não foram significativamente
diferentes do ICM do Continente. Tendo tais aspectos em consideração, os
resultados do índice LISA para o ICM do sexo feminino devem ser apreciados com
precaução uma vez que nenhum dos três clusters Alto-Alto evidenciados inclui
concelhos com valores de ICM significativamente diferentes do ICM do
Continente. Apesar do exposto, listam-se de seguida os clusters Alto-Alto
identificados no sexo feminino:
● A norte da Área Metropolitana do Porto (AMP) destacou-se o cluster
de maior dimensão que é constituído por 8 concelhos. Destes, 3
pertencem ao distrito de Braga (Barcelos, Esposende e Vila Nova de
Famalicão), 4 pertencem ao distrito do Porto (Paços de Ferreira,
Póvoa do Varzim, Santo Tirso e Valongo) e um pertence ao distrito de
Viana do Castelo (Ponte de Lima).
● No distrito de Coimbra, destacaram-se dois concelhos: Arganil e
Pampilhosa da Serra.
● Mais a sul, no distrito de Setúbal sobressaiu um agrupamento de
quatro concelhos, formado por Almada, Barreiro, Moita e Seixal.
4. Discussão e conclusões
O trabalho realizado foi condicionado por diversos aspectos, de entre os quais
se destacam a agregação espacial adoptada e o critério de vizinhança
seleccionado para a análise da auto-correlação espacial. A análise dos óbitos
relativos a neoplasias malignas dos órgãos do aparelho respiratório e intra-
torácicos por concelho e por sexo originou pequenos números que por sua vez
geram estatísticas imprecisas. Tal facto foi mais relevante no sexo feminino
onde o número de óbitos devidos a estas neoplasias é muito menor do que no sexo
oposto. Neste âmbito considera-se que o desenvolvimento do estudo com base em
unidades geográficas com maiores efectivos populacionais e maior número de
óbitos (distrito, por exemplo) poderia originar indicadores de mortalidade mais
estáveis, embora inviabilizasse a detecção de padrões geográficos tão
detalhados quanto os realçados, designadamente clusters envolvendo concelhos de
dois ou mais distritos. Por outro lado, o critério de vizinhança seleccionado
para a análise da auto-correlação espacial é inteiramente dependente do nível
de agregação geográfico do estudo. A distância adoptada para definir a
vizinhança de cada concelho baseou-se na área dos concelhos do Continente e nas
distâncias mínima e máxima entre os mesmos. Reconhece-se, por isso, que a
selecção de um critério de vizinhança alternativo poderia produzir resultados
distintos dos apresentados. Destaca-se também que a metodologia de
identificação de clusters adoptada neste estudo produziu resultados importantes
que devem ser confirmados através de metodologias alternativas. Tal como outros
autores (Jacquez e Greiling, 2003), reconhece-se que as diversas metodologias
aplicáveis à detecção de clusters revelam diferente sensibilidade e
especificidade na detecção de padrões geográficos. Ainda que as fronteiras dos
clusterspossam diferir entre metodologias, a confirmação da existência de
elevado e de baixo risco de morte pelas neoplasias estudadas através de outras
abordagens metodológicas permitirá certificar os resultados agora apresentados.
A confrontação dos resultados alcançados com os obtidos por outros estudos de
nível nacional não foi viável porque não se identificaram trabalhos que tenham
identificado padrões associados à distribuição espacial das neoplasias
abordadas no actual estudo. Em termos metodológicos, o presente estudo revelou
similaridade com uma investigação nacional (Dias, Correia e Queirós, 2006;
2007), que analisou a auto-correlação espacial global e local (recorrendo a
índices LISA) evidenciada pelos internamentos hospitalares por pneumonia e
gripe, verificados na região Norte do Continente, no período 2000-2005. Ainda
sobre internamentos hospitalares por pneumonia e gripe, cita-se um estudo
aplicado à província de Ontário no Canadá (Crightonet al.,2007) que empregou
metodologias análogas às adoptadas no actual estudo.
O trabalho desenvolvido permitiu clarificar que a distribuição concelhia do
Índice Comparativo de Mortalidade (ICM) relativo a neoplasias malignas dos
órgãos do aparelho respiratório e intra-torácicos, em indivíduos do sexo
masculino, não deve ser considerada aleatória. Quando avaliado por concelhos, o
risco relativo de morte por aquelas neoplasias no sexo masculino denotou uma
associação espacial global significativa, embora não muito elevada, bem como a
existência de regimes de dependência espacial localizados (associados aos
agrupamentos de concelhos destacados).
No sexo feminino, a associação espacial global daquele risco foi diminuta, e a
associação espacial local foi muito reduzida, comparativamente ao sexo
masculino.
O presente estudo permitiu identificar grupos de concelhos com elevados valores
de ICM, rodeados por vizinhos cujos valores de ICM são em média igualmente
elevados (clustersAlto-Alto), bem como grupos de concelhos com reduzidos
valores de ICM, rodeados por vizinhos cujos valores de ICM são em média
igualmente reduzidos (clustersBaixo-Baixo). Os clusters Alto-Alto apontam para
localizações do território onde se observou um elevado risco de morte pelas
neoplasias apreciadas, cujas origens são merecedoras de investigação com vista
à confirmação e à eventual redução da mortalidade evitável. Por outro lado, os
clusters Baixo-Baixo destacavam localizações do território aparentemente mais
protegidas, ou seja, com menor risco de morte pelas mesmas doenças, cuja génese
também importa compreender. Os clusters Alto-Alto diferenciados pela análise
desenvolvida integravam concelhos onde se observou uma associação espacial
significativa, a par de valores de ICM superiores ao 3.o quartil da respectiva
distribuição de frequências. No sexo masculino, as regiões evidenciadas por
esta metodologia corresponderam aproximadamente às Áreas Metropolitanas de
Lisboa e do Porto e a uma faixa de concelhos do Alentejo interior que se
prolonga até ao Algarve. O menor número de óbitos por esta causa de morte no
sexo feminino, a par da reduzida associação espacial observada, determinou a
pequena extensão territorial dos clusters Alto-Alto evidenciados pela análise
relativa aos ICM femininos.
A identificação de grupos de concelhos onde a mortalidade masculina por
neoplasias malignas dos órgãos do aparelho respiratório e intra-torácicos se
destacou com valores elevados revela a necessidade de investigação adicional
que permita esclarecer se a variabilidade espacial da causa de morte apreciada
poderá ser parcialmente explicada pela variação concelhia de características
sócio-económicas, da exposição a factores ambientais e de estilos de vida das
respectivas populações.
