Indicador econômico para o Brasil baseado no censo demográfico de 2000

OBJETIVO: Propor um indicador econômico para o Brasil baseado em bens de consumo usando variáveis presentes no censo demográfico de 2000. MÉTODOS: O indicador, denominado Indicador Econômico Nacional (IEN), foi desenvolvido a partir de 12 bens e a escolaridade do chefe de família, por meio de análise de componentes principais. Dados da amostra do Censo Demográfico Brasileiro de 2000, realizado pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística, foram usados para gerar o indicador e para o cálculo dos pontos de corte dos decis de referência. RESULTADOS: O indicador, primeiro componente obtido da análise, reteve 38% da variabilidade total e apresentou correlação de Spearman de 0,74 com a renda total do domicílio e de 0,67 com a renda per capita. Os coeficientes necessários para calcular o indicador são apresentados, assim como as distribuições de referência para 27 capitais e Estados, as cinco regiões e o País. Apresenta-se um exemplo de como se usa o indicador. CONCLUSÕES: Diferentemente de outros indicadores econômicos disponíveis, o IEN tem as distribuições de referência publicadas, para capitais, Estados, Regiões, bem como a distribuição nacional. Torna-se possível, portanto, comparar a amostra estudada à distribuição municipal, estadual ou nacional. O número reduzido de variáveis torna fácil o cálculo do Indicador Econômico Nacional para investigadores envolvidos em pesquisas onde é importante a classificação econômica.

Perfil econômico da população de Ribeirão Preto: aplicação do Indicador Econômico Nacional

O objetivo do trabalho foi aplicar o Indicador Econômico Nacional em dados de estudo transversal de base populacional (n w = 2.197) no município de Ribeirão Preto, SP, em 2006. Na comparação com o Brasil, o indicador apresentou concentração nos cinco últimos decis e foi semelhante ao encontrado para o município de São Paulo, SP. Foram observadas diferenças em relação ao sexo do chefe da família, sendo mais desfavorável para domicílios chefiados por mulheres. A facilidade de cálculo e de aplicação, além da possibilidade de comparação com outras cidades do Brasil, confirmam esse indicador como uma ferramenta prática a ser aplicada em estudos de base populacional na avaliação do nível socioeconômico.

Lecciones desatendidas entorno a la epidemia de dengue en Argentina, 2009

Este articulo es una reflexión acerca del impacto de la epidemia 2009 en Argentina, con 26.000 afectados y seis muertes, y como las consecuencias pudieron haber sido mucho menores si hubiese existido dialogo y entendimiento entre epidemiología y política sanitaria. La falta de preparación, la descoordinación en la respuesta y el impacto sobre la población, confirman la brecha existente entre la evidencia científica y la toma de decisión política. La epidemiologia y la política sanitaria tienen distintas prioridades, distintos tiempos y distinta escala de valores. Las lecciones de la epidemia de 2009 deberían servir para acercar estos dos pilares de la salud publica de cara al beneficio de la comunidad, que al fin, es el objetivo común.

O complexo econômico-industrial da saúde e a dimensão social e econômica do desenvolvimento

O papel estratégico da saúde na agenda de desenvolvimento nacional tem sido crescentemente reconhecido e institucionalizado. Além de sua importância como elemento estruturante do Estado de Bem-Estar Social, a saúde é protagonista na geração de inovação - elemento essencial para a competitividade na sociedade do conhecimento. Contudo, a base produtiva da saúde ainda é frágil, o que prejudica tanto a prestação universal de serviços em saúde quanto uma inserção competitiva nacional em ambiente globalizado. Essa situação sugere a necessidade de uma análise mais sistemática das complexas relações entre os interesses produtivos, tecnológicos e sociais no âmbito da saúde. Consequentemente, é necessário aprofundar o conhecimento sobre o Complexo Econômico-Industrial da Saúde devido ao seu potencial de contribuir para um modelo de desenvolvimento socialmente inclusivo. Isso significa reverter a hierarquia entre os interesses econômicos e os sociais no campo sanitário, e assim minimizar a vulnerabilidade da política de saúde brasileira.

Forma hepatosplênica da esquistossomose mansônica, em relação à composição racial e ao nível sócio-econômico, em Catolândia-Bahia

De 1125 indivíduos, residentes em área hiperendêmica de esquistossomose mansônica, estudou-se a apresentação clínica, relacionada aos grupos raciais (mestiço de índio, branco, mulato-claro, mulato-médio, mulato-escuro e negro) e ao nível sócio- econômico, conforme o somatório de 16 variáveis. Em 229 indivíduos brancos havia 24 (10,5%) com a forma hepatosplênica, significantemente superior, em comparação, com 32 (3,6%) dos 896 não-brancos; entre os grupos raciais negroides ocorreram freqüências semelhantes. Os hepatosplênicos apresentaram nível sócío-econômíco mais alto e quando, também, brancos, o risco relativo (2,78) foi marcadamente superior.

Análise de fatores sócio-econômico-culturais e ambientais relacionados com o défict ponderal de crianças ao nascimento em 1999, em Manaus-AM, Brasil

Investigou-se as causas do nascimento de crianças com défict ponderal, enfatizando-se como determinante do Baixo Peso ao Nascer (BPN), o sinergismo entre algumas variáveis sociais, econômicas, culturais e ambientais. A população estudada compreendeu 371 mães, com seus respectivos recém- nascidos vivos não gemelares, cujos partos ocorreram no período de setembro de 1998 a maio de 1999, em uma maternidade pública de Manaus. Constatou-se a predominância de Recém- Nascidos de Peso Adequado (69,5%), sendo que 8,9% e 21,6%, das crianças se enquadraram nas categorias de Baixo Peso e Peso Insuficiente, respectivamente. Como principais fatores maternos foram detectados a baixa idade, baixa estatura e baixa escolaridade. A análise dos resultados obtidos permite concluir que é elevada a ocorrência de déficit ponderal ao nascer em Manaus, sendo seus principais determinantes (p< 0,05): gravidez na adolescência, início de realização do pré-natal e ganho de peso durante a gestação. Merecem destaque também o comportamento das variáveis: baixa escolaridade materna, ausência paterna, precariedade na assistência materno- infantil, possivelmente em decorrência de um pré-natal mal conduzido, baixo poder aquisitivo das famílias, agravado pelo número excessivo de seus integrantes, o que determina a diluição do poder de compra de alimentos intrafamiliar.

Resultado clínico e econômico de um programa de reabilitação cardiopulmonar e metabólica

OBJETIVO: Avaliar o resultado clínico e econômico de um Programa de Reabilitação Cardiopulmonar e Metabólica (PRCM) criado por um plano de saúde. MÉTODOS: A amostra foi constituída por 96 clientes, divididos em dois grupos de 48 indivíduos (grupo tratamento - GT, indivíduos que participavam do programa de RCPM; e grupo controle - GC, indivíduos que não participavam do programa), de ambos os sexos, idade entre 54 e 79 anos. O tempo de treinamento do GT foi de 22 (±3) meses. Para avaliação do resultado clínico antes e após a PRCM, foram determinadas as tolerâncias ao esforço físico, perfil lipoprotéico plasmático (CT, LDL-C, HDL-C, CT/HDL-C e triglicérides); pressão arterial sistêmica (PAS) de repouso e composição corporal (índice de massa corporal - IMC e relação cintura/quadril - RC/Q). RESULTADOS: O GT apresentou, respectivamente na avaliação pré e pós-PRCM: CT (mg/dl) 242,5 (±48,32) e 189,47(±39,83); LDL-C (mg/dl) 162(±37,72) e 116,3(±33,28); HDL-C (mg/dl) 46,5(±8,59) e 57,8(±10,36); Tg (mg/dl) 165,15(±90,24) e 113,29(±54,92); CT/HDL-C 5,42 (±1,10) e 3,35 (±0,81); VO2 pico (ml/kg/min) 26,92±7 e 32,64±5,92; IMC 29,35 (±3,93) e 28,12 (±3,55) para mulheres e 29,17 (±5,14) e 27,88 (±4,83) para homens; RC/Q 0,93(±0,05) e 0,94(±0,04) para mulheres e 0,93(±0,07) e 0,92(±0,06) para homens; PAS (mmHg) 151(±13,89) e 132(±9,56); PAD (mmHg) 83(±8,07) e 77(±5,92); despesas mensais GC (R$) 8.840,05 (±5.656,58) e 8.978,32 (±5.500,78); despesas mensais GT (R$) 2.016,98 (±2.861,69) e 1.470,73 (±1.333,25). CONCLUSÃO: No grupo submetido ao programa de PRCM foram observadas modificações clínicas favoráveis em relação a perfil lipoprotéico plasmático, PAS e tolerância ao esforço físico, sem relação com modificação de medicamentos.

Impacto econômico dos casos de doença cardiovascular grave no Brasil: uma estimativa baseada em dados secundários

FUNDAMENTO: Há escassez de dados no Brasil para subsidiar a crescente preocupação sobre o impacto econômico das doenças cardiovasculares (DCV). OBJETIVO: Estimar os custos referentes aos casos de DCV grave no Brasil. MÉTODOS: O número de casos de DCV grave foi estimado a partir das taxas de letalidade e mortalidade dos pacientes hospitalizados. Estudos observacionais e bancos de dados nacionais foram utilizados para estimar os custos referentes à hospitalização, atendimento ambulatorial e benefícios pagos pela previdência. A perda da renda foi estimada com base nos dados do estudo de Carga de Doenças no Brasil. RESULTADOS: Aproximadamente dois milhões de casos de DCV grave foram relatados em 2004 no Brasil, representando 5,2% da população acima de 35 anos de idade. O custo anual foi de, pelo menos, R$ 30,8 bilhões (36,4% para a saúde, 8,4% para o seguro social e reembolso por empregadores e 55,2% como resultado da perda de produtividade), correspondendo a R$ 500,00 per capita (para a população de 35 anos e acima) e R$ 9.640,00 por paciente. Somente nesse subgrupo, os custos diretos em saúde corresponderam por 8% do gasto total do país com saúde e 0,52% do PIB (R$ 1.767 bilhões = 602 bilhões de dólares), o que corresponde a uma média anual de R$ 182,00 para os custos diretos per capita (R$ 87,00 de recursos públicos) e de R$ 3.514,00 por caso de DCV grave. CONCLUSÃO: Os custos anuais totais para cada caso de DCV grave foram significativos. Estima-se que tanto os custos per capita como aqueles correspondentes ao subgrupo de pacientes com DCV grave aumentem significativamente à medida que a população envelhece e a prevalência de casos graves aumente.

Determinantes do valor da proteína C-reativa em indivíduos de nível sócio-econômico muito baixo

FUNDAMENTO: Inflamação sistêmica exacerbada tem sido descrita em indivíduos de baixo nível sócio-econômico, porém estudos sobre determinantes dos valores de proteína C-reativa foram realizados apenas em países desenvolvidos. OBJETIVO: Identificar preditores de PCR em indivíduos de baixo nível SE em um país em desenvolvimento e avaliar se a PCR está relacionada ao nível SE nesse cenário. MÉTODOS: Oitenta e oito indivíduos de nível SE muito baixo foram recrutados de uma comunidade pobre, semi-rural no Brasil; 32 indivíduos de nível SE alto foram utilizados como amostra de comparação. A PCR de alta sensibilidade foi medida por nefelometria. RESULTADOS: Entre os indivíduos de baixo nível SE, os preditores independentes de PCR foram índice de massa corporal > 25 kg/m² (P<0,001), hábito de fumar (P=0,005) e condições infecciosas agudas (P=0,049). O grupo com baixo nível SE (mediana=2,02 mg/l; variação interquartil: 0,92 - 4,95 mg/dl) apresentou níveis mais altos de PCR quando comparado com o grupo de alto nível SE (1,16 mg/l, variação interquartil: 0,55 - 2,50 mg/dl, P=0,03). O índice de massa corporal foi mais alto (27 ± 4,9 kg/m² vs 25,5 ± 3,2 kg/m²; P=0,07) e a prevalência de infecção aguda foi maior (32% vs 3%, P=0,002) no grupo com baixo nível SE. Após exclusão de indivíduos com sobrepeso ou condições infecciosas, os valores de PCR foram similares entre os grupos com baixo e alto nível SE (0,93 mg/l vs 1,08 mg/l, P=0,28). CONCLUSÃO: Adiposidade, condições infecciosas e fumo são preditores de PCR em indivíduos com nível SE muito baixo. Os primeiros dois fatores são os determinantes da exacerbação da inflamação em indivíduos de muito baixo nível SE.

O problema técnico-econômico da adubação

The authors discuss from the economic point of view the use of a few functions intended to represent the yield y corresponding to a level xof the nutrient. They point out that under conditions of scarce capital what is actually most important is not to obtain the highest profit per hectare but the highest return per cruzeiro spent, so that we should maximize the function z = _R - C_ = _R_ - 1 , C C where R is the gross income and C the cost of production (fixed plus variable, both per hectare). Being C = M + rx, with r the unit price of the nutrient and Af the fixed cost of the crop, wo are led to the equation (M + rx)R' - rR = 0. With R = k + sx + tx², this gives a solution Xo = - Mt - √ M²t² - r t(Ms - Kr)- _____________________ rt on the other hand, with R = PyA [1 - 10-c(x + b)], x0 will be the root of equation (M + rx)cL 10 + r 10c(x + b) = 0 (12). Another solution, pointed out by PESEK and HEADY, is to maximize the function z = sx + tx² _________ m + rx where the numerator is the additional income due to the nutrient, and m is the fixed cost of fertilization. This leads to a solution x+ = - mt - √m²t² - mrst (13) _________________ rt However, we must have x+< _r_-_s_ I if we want to satisfy t _dy_ > r. dx This condition is satisfied only if we have m < _(s__-__r)² (14), - 4 t a restriction apparently not perceived by PESEK and HEADY. A similar reasoning using Mitscherlich's law leads to equation (mcL 10 + r) + cr(L 10)x - r 10cx = 0 (15), with a similar restriction. As an example, data of VIEGAS referring to fertilization of corn (maize) gave the equation y - 1534 + 22.99 x - 0. 1069 x², with x in kg/ha of the cereal. With the prices of Cr$ 5.00 per kilo of maize, Cr$ 26.00 per kilo of P2O3,. and M = Cr$ 5,000.00, we obtain x0 = 61 kg/ha of P(2)0(5). A similar reasoning using Mitscherlich's law leads to x0 = 53 kg/ha. Now, if we take in account only the fixed cost of fertilization m = Cr$ 600.00 per hectare, we obtain from (13) x+ = 51 kg/ha of P2O5, while (14) gives x+ - 41 kg/ha. Note that if m = Cr$ 5,000.00, we obtain by formula (13) x+ = 88 kg/ha of P2O5, a solution which is not valid, since condition (14) is not satisfied.

Estudo econômico e agrícola dos plantios manual e motomecanizado da cana de açúcar

O autor faz um estudo de dois processos de plantio da cana de açúcar, o manual e o motomecanizado, analisando-os sob pontos de vista econômico e agrícola. Os resultados obtidos permitem concluir que: 1 - no plantio motomecanizado, um operário consome 119,42 horas para plantar 6.400 m² de canas, ao custo Cr$ 871.99 enquanto que no plantio manual, um operário consome 112.55 horas para plantar 6.400 m² de canas ao custo de Cr$ 342.06. 2 - a análise estatística dos resultados revelou que não existe diferença significativa entre o custo do plantio manual comparado com o motomecanizado. 3 - do ponto de vista agrícola, o plantio motomecanizado apresentou-se com um trabalho de melhor qualidade.