Contextual and individual indicators associated with the presence of teeth in adults.

OBJECTIVE The objective of this study was to analyze whether socioeconomic conditions and the period of availability of fluoridated water are associated with the number of teeth present. METHODS This cross-sectional study analyzed data from 1,720 adults between 20 and 59 years of age who resided in Florianópolis, SC, Southern Brazil, in 2009. The outcome investigated was the self-reported number of teeth present. The individual independent variables included gender, age range, skin color, number of years of schooling, and per capita household income. The duration of residence was used as a control variable. The contextual exposures included the period of availability of fluoridated water to the households and the socioeconomic variable for the census tracts, which was created from factor analysis of the tract's mean income, education level, and percentage of households with treated water. Multilevel logistic regression was performed and inter-level interactions were tested. RESULTS Residents in intermediate and poorer areas and those with fluoridated water available for less time exhibited the presence of fewer teeth compared with those in better socioeconomic conditions and who had fluoridated water available for a longer period (OR = 1.02; 95%CI 1.01;1.02). There was an association between the period of availability of fluoridated water, per capita household income and number of years of education. The proportion of individuals in the poorer and less-educated stratum, which had fewer teeth present, was higher in regions where fluoridated water had been available for less time. CONCLUSIONS Poor socioeconomic conditions and a shorter period of availability of fluoridated water were associated with the probability of having fewer teeth in adulthood. Public policies aimed at reducing socioeconomic inequalities and increasing access to health services such as fluoridation of the water supply may help to reduce tooth loss in the future.

INTRODUCTION

Tooth loss is a serious threat to oral and general health and primarily results from the progression of dental caries and periodontal disease. In a study on global disease burden in 2010, severe tooth loss (fewer than nine permanent teeth present) was considered the 36th most prevalent condition with an overall estimate of 2.3%.

Tooth loss is a known marker of health inequalities and can be considered a public health problem because it impacts the quality of life by causing loss of functional capacity, pain, and suffering. Social gradients have been reported to be associated with inequalities in oral health, indicating the need to better understand how these inequalities manifest in society. Tooth loss is determined by several factors, including educational level, family income, oral hygiene habits, and food intake as well as the use of and access to dental care services. , Changes in lifestyle and social conditions are essential to reduce the inequalities caused by tooth loss among the socially disadvantaged population. Another important factor that needs to be addressed is the influence of fluoridated water on tooth loss in individuals and their time of residence in the same location, considering the limited number of studies on the availability of this resource. Because it results from caries, tooth loss may also be influenced by the availability of fluoridated drinking water.

Contextual factors related to the place of residence can also influence tooth loss. Socioeconomic conditions expose individuals to environments that are more or less favorable. Therefore, it is essential to understand the social stratifications and the exposures and vulnerabilities that are associated with these stratifications. , Inequalities between social strata may cause risk or protective factors to emerge, thereby affecting the population in a heterogeneous manner.

Another contextual aspect to consider is water fluoridation. Even among adults, the effect of fluoride in drinking water as a measure to prevent dental caries may be similar among individuals born before or after this measure was implemented. Therefore, because of its universal use, water fluoridation may help reduce inequalities in oral health, including tooth loss in adults.

However, only few studies have addressed the contextual factors associated with tooth loss. , , , , , This knowledge is important because the place of residence can influence tooth loss when some factors are considered, including the availability of healthcare services, behaviors resulting from the individuals’ habits and way of life, and the interactions of these factors.

It is also important to understand the potential interaction between the individual and contextual levels in the development of dental caries for the complete assessment of the risk of dental caries by the analysis models. ,

To the best of our knowledge, no previous studies have addressed this topic which considers the conditions surrounding a municipality in Latin America, where income inequality levels are among the highest in the world, and particularly in Brazil, where profound social and economic inequalities are observed.

The objective of this study was to evaluate the effect of contextual socioeconomic conditions and the period of availability of fluoridated drinking water on the number of teeth present.

METHODS

A cross-sectional study was conducted. This study utilized a population-based cohort study as a baseline, which included adults aged 20-59 years of age residing in the city of Florianópolis, SC, Southern Brazil, in 2009. Data on general and oral health conditions were recorded, and variables such as weight, height, waist circumference, and blood pressure were measured.

Because various outcomes were investigated, the formula for calculating prevalence was used to define the sample size, considering outcome as an unknown prevalence (50.0%). The significance level adopted was 5%, with an expected sampling error of 3.5 percentage points. A relative value was used to compensate for expected losses (10.0%) and for the estimated design effect of 2 in the sample function cluster. The EpiInfo 6.04 program was used in the calculations, resulting in a final sample of 2,016 individuals.

Considering the prevalence of tooth loss in the study population (18.0%), the sample size was calculated a posteriori to test associations using the other parameters of the initial sample. A sample of 974 individuals was obtained. Considering the associations evaluated, the sample did not show high power for demographic variables, which were 29.4% for gender and 4.6% for skin color.

Because the study used cluster sampling, the first-stage units were census tracts. According to the 2000 census, 420 urban household tracts in Florianópolis were stratified in an ascending order based on the income of the family head. Of these, 60 tracts were systematically chosen, six for each income decile.

Households were used as second-stage units. Because the number of households evaluated dated back to the year 2000, these data needed to be updated. Therefore, the supervisors of this study visited the selected census tracts and counted the number of dwellings, which ranged from 61 to 810. To reduce the coefficient of variation among the tracts, these sectors were reorganized by mergings and subsequent divisions. The initial coefficient of variation was 55.0% (n = 60 sectors) and the final coefficient was 32.0% (n = 63 sectors). The 63 sectors comprised 16,755 households. For each of the 63 sectors, 18 households were systemically selected, thus totaling 1,134 households.

The questionnaire was tested by its preliminary application to a selected census tract that was not included in the sample. Each interviewer performed at least three interviews, totaling approximately 100 interviews; however, these interviews were not included in the analysis.

During the period of September 2009 - January 2010, data were collected through individual household interviews. Thirty-five interviewers were selected and trained. Losses included the households that were visited at least four times, in which the interviewer could not find the tenant (including one visit on the weekend and another at night) or if the tenant refused to participate. Thirty-five laptop computers were provided to conduct the interviews.

For quality control, approximately 15.0% (n = 248) of the participants were interviewed twice; the second interview was a simplified version of the questionnaire and was administered by the supervisors by telephone.

The outcome variable was the self-reported number of teeth present. Originally collected as the number of teeth present in each of the dental arches, the following options were offered to the respondents during the interviews: ≥ 10 natural teeth, < 10 natural teeth, and no natural teeth. To create the outcome variable, the number of teeth present from the original variables was grouped to produce a dichotomous outcome: ≥ 10 teeth present in both arches and < 10 teeth in at least one arch or edentulous individuals.

The exploratory and individual variables included demographic variables (gender, age, and skin color) and socioeconomic variables (per capita income, education level according to the number of years of study, and length of residence in the same location).

For the skin color variable, the classification from the Brazilian Institute of Geography and Statistics (IBGE) was used, with self-description of skin color as white, brown (pardo), black, yellow, and indigenous. With reference to yellow and indigenous skin colors, which together corresponded to only 0.46% of the sample size (four occurrences for each category), descriptive and multiple analyses were not presented in the results, although both categories were maintained in all the analyses.

The age range was divided into two categories: 20-39 years and 40-59 years.

The variable income was collected as a continuous variable and was divided by the number of residents in each household, resulting in the variable per capita family income, which was further categorized into tertiles. This variable was expressed in Brazilian currency (real, R$) and was evaluated in tertiles (1st tertile: ≤ R$555.00; 2nd tertile: R$555.01-R$1,266.67; and 3rd tertile: ≥ R$1,266.68). The educational level was measured by the years of study completed and was classified according to the following categories: ≥ 12 years, 9-11 years, 5-8 years, and ≤ 4 years.

In addition, the length of residence in the same location in months was used as a control variable.

The contextual variable used to assess the impact of the socioeconomic aspects of the census tract on the health of individuals was the composite socioeconomic index.

For the first contextual variable, the following variables used in the 2000 census were utilized: mean income for those living in each census tract, average length of education, and percentage of households with access to treated water. Because of the complementary nature of the different measures of socioeconomic status, we used the factor analysis method to evaluate this variable, with polychoric processing and orthogonal rotation, which allowed the construction of a single socioeconomic variable. The resulting factor loads were 0.89, 0.94, and 0.38 for income, education, and availability of treated water, respectively. Based on the results of the factor analysis, from which the extraction of only a single factor was satisfactory for the proposed multilevel analysis, the socioeconomic variable resulting from the sum of the three 2000 census variables (Eigenvalue 2.44, proportion of variance explained of 97.7%, Cronbach’s alpha of 0.74) was created and was subsequently divided into tertiles. These tertiles represented three geographical areas: a richer area (better socioeconomic conditions), intermediate area, and poorer area (worse socioeconomic conditions).

For the second contextual variable, the period of availability of treated fluoridated water in the census tract was utilized. To create this variable, we consulted the company responsible for the distribution of treated water in the region (Santa Catarina Company for Water and Sanitation – CASAN) about the period of availability of treated water in each of the city’s census tracts. These periods were included in the sample and analyzed under the following categories: beginning in 1982 and in 1996.

The statistical model used was multilevel logistic regression, which consisted of a generalized linear model in which the census tracts were included in the second level of analysis and the study participants were included in the first level. The multilevel analysis was conducted using Stata 11.0 software. All the analyses included the sample weight (w = 1/f; f = f1 * f2). In addition, the command xtlogit was used to perform the multilevel logistic regression, and the subcommand re was used to create random effects. Initially, the association between the contextual socioeconomic variable and the outcome of interest was tested. Subsequently, the period of availability of treated fluoridated water was included, and the length of residence in the same location was included as a control variable. The effect of the individual variables on the association of the contextual socioeconomic variable was measured by the sequential addition of the groups of demographic and socioeconomic variables and by the calculation of changes in the odds ratio (OR) and their 95% confidence intervals (CI). The terms of interaction between the contextual and individual variables were created to analyze the cross-level interaction. The cluster effect was measured using the intraclass correlation, which consisted of the proportion of variance explained for the second level.

The response rate was 85.3% (1,720 respondents). Losses were distributed homogeneously with respect to the income deciles of the census tracts. The proportion of individuals evaluated in each age group was similar to that of the last census, which was conducted in 2010. The mean age of the participants was 38 years (95%CI 37.5;38.6).

The study was approved by the Human Research Ethics Committee of the Universidade Federal de Santa Catarina (Protocol 351/08 of December 15, 2008). All study participants signed a free and informed consent form. Individuals who were diagnosed as hypertensive or who reported feeling any pain or discomfort were informed of a healthcare unit nearest their place of residence and were instructed to consult them for assistance.

RESULTS

Approximately 20.0% of the participants presented with < 10 teeth in at least one arc; 2.4% (95%CI 1.7;3.4) of the participants were edentulous.

Most of the participants were women who also showed higher prevalence for the outcome of interest when compared with that of men. Participants aged ≥ 40 years had nearly seven times the prevalence of having fewer teeth. A gradient was observed between the prevalence of having < 10 teeth in at least one arc or being edentulous and the individual and contextual socioeconomic variables. With respect to the availability of fluoride in the water supply, there was no significant difference in the prevalence of having < 10 teeth in at least one arc, considering the period that this variable was measured (Table 1).

Table 1

Descriptive statistics and prevalence of tooth loss among adults according to sociodemographic variables at the individual and contextual levels. Florianópolis, SC, Southern Brazil, 2009. (N = 1,720)

Variable			Fewer teeth present
	n	%	%	95%CI
Individual Level
gender (N = 1,720)
Masculine	761	44.2	17.2	14.7;20.1
Feminine	959	55.8	20.1	17.6;22.7
Age group (years) (N = 1,720)
20 to 39	932	54.2	4.7	3.1;7.0
40 to 59	788	45.8	34.6	29.7;39.9
Skin color (N = 1,712)
White	1,534	89.6	18.3	16.5;20.4
Brown (pardo)	99	5.8	25.2	17.7;34.6
Black	79	4.6	19.0	11.9;29.0
Years of education (N = 1,704)
≥ 12	737	43.3	7.7	6.0;9.9
9 to 11	568	33.3	17.2	14.4;20.6
5 to 8	253	14.8	32.1	26.7;38.1
≤ 4	146	8.6	55.9	47.7;63.7
per capita household income (N = 1,719)
3rd tertile	573	33.4	10.3	8.1;13.1
2nd tertile	573	33.3	19.6	16.5;23.0
1st tertile	573	33.3	26.6	23.2;30.4
Length of residence in the same location in months	N	Mean	SD
	1,720	164.7	158.9
Contextual level
Period of availability of fluoridated water (years) (N = 1,720)
27 (1982)	1,224	71.2	18.4	16.3;20.7
13 (1996)	496	28.8	19.8	16.5;23.5
Socioeconomic variable for the census tract (N = 1,720)
Richer area	683	39.7	11.3	9.1;13.9
Intermediate area	469	27.3	19.7	16.3;23.5
Poorer area	568	33.0	27.2	23.7;31.0

The association between the socioeconomic contextual variable and the tooth loss or edentulous status remained statistically significant even after adjusting for other variables (Table 2). It was initially noted that the individuals in the poorer tertile were three times more likely to experience tooth loss, whereas those in the intermediate tertile were more than two times more likely when compared with the individuals in the richer tertile. The inclusion of the demographic variables in model 3 increased the magnitude of the association between the outcome of interest and the contextual socioeconomic index. The inclusion of the individual socioeconomic variables in model 4 reduced the magnitude of the association, although statistical significance was maintained. Individuals for whom fluoridated drinking was available for a short period showed little probability of tooth loss compared with those for whom fluoridated drinking water was available for 27 years. Among the variables evaluated, skin color was the only one that showed no statistical significance (p = 0.513); therefore, it was not included in the subsequent models.

Table 2

Multilevel logistic regression analysis of individual and contextual variables associated with tooth loss. Florianópolis, SC, Southern Brazil, 2009.

Variable	Model 1*		Model 2*		Model 3*		Model 4*
	OR	95%CI	OR	95%CI	OR	95%CI	OR	95%CI
Contextual
Socioeconomic variable
Richer area	1		1		1		1
Intermediate area	2.13	2.05;2.21	2.13	2.05;2.22	2.26	2.17;2.35	1.68	1.61;1.75
Poorer area	3.00	2.89;3.10	3.00	2.89;3.11	3.65	3.52;3.79	1.56	1.50;1.62
Period of availability of fluoridated water (years)
27			1		1		1
13			0.99	0.99;1.00	1.01	1.00;1.01	1.02	1.01;1.02
Individual
Gender
Masculine					1		1
Feminine					1.12	1.09;1.15	1.07	1.03;1.10
Age group (years)
20 to 39					1		1
40 to 59					11.21	10.82;11.61	11.50	11.08;11.94
Skin color
White					1
Brown (pardo)					1.15	1.10;1.21
Black					0.89	0.83;0.95
Years of education
≥ 12							1
9 to 11							2.25	2.16;2.34
5 to 8							4.22	4.03;4.42
≤ 4							5.66	5.36;5.97
per capita household income
3rd tertile							1
2nd tertile							1.66	1.60;1.73
1st tertile							2.34	2.24;2.44
2nd level variance	0.31	0.29;0.33	0.31	0.29;0.33	0.25	0.22;0.27	0.21	0.18;0.25
ICC (%)	2.90	2.56;3.29	2.90	2.56;3.29	1.84	1.50;2.25	1.35	0.97;1.87

ICC: intraclass correlation coefficient; OR: odds ratio

* p > 0.001 for all model variables, except for the period of availability of fluoridated water in model 2 (p = 0.006) and skin color in model 3 (p = 0.513).

All models were adjusted for the length of residence in the same location.

Intraclass correlation, which indicates the contextual effect on tooth loss, decreased with model adjustment. For the socioeconomic contextual variable, the magnitude of association decreased by approximately 50.0% after adjusting for the individual variables, whereas this magnitude decreased by 3% after adjusting for availability of fluoridated drinking water (Table 2).

The variable fluoridated water modified the effect of per capita household income (Figure 1) and educational level (Figure 2) on tooth loss. Among the poorer and less-educated population, the availability of fluoridated drinking water significantly decreased the rate of tooth loss or edentulousness, whereas this protective effect was not observed among those with better income and education.

Figure 1

Interaction between period of availability of fluoridated water and per capita household income with tooth loss and edentulousness. Florianópolis, SC, Southern Brazil, 2009.

Figure 2

Interaction between period of availability of fluoridated water and years of education completed per capita with tooth loss and edentulousness. Florianópolis, SC, Southern Brazil, 2009.

DISCUSSION

Poorer contextual socioeconomic conditions and living in census tracts with a short period of availability of fluoridated water showed an association with tooth loss, even after adjusting for individual risk factors.

The results of this study are consistent with those found by Turrel et al (2007) and Sanders et al (2008), in which the effect of neighborhoods with better socioeconomic conditions reduced the proportion of tooth loss compared with those in intermediate and poor conditions. The socioeconomic characteristics of neighborhoods have been associated with tooth loss regardless of the population’s socioeconomic status, particularly for residents of disadvantaged neighborhoods. According to Turrel, the effect of poorer socioeconomic conditions persist after adjusting for educational level and income in each area. Thus, exposure of individuals to distinct socioeconomic conditions can either pose risks or benefits to their health status. Through the differentiated access to goods and services, resources and social equipment, as well as social interaction, the socioeconomic environment involves risks and benefits to individuals that may affect their health status. Therefore, our environment is a combination of social, economic, structural, demographic, and geographic factors that affect the lives and health status of the inhabitants.

The contextual socioeconomic variable was associated with the outcome of interest in all models evaluated. However, the magnitude of this association decreased when individual socioeconomic variables were included. According to Listl (2011), there is a socioeconomic gradient in dental health (worse oral conditions among the poorest), suggesting that this gradient is the result of the limited access to healthcare services. In the present study, some characteristics associated with the distribution of dental care services (public or private) may have affected the outcome of interest or the environment, which limited the access and consequent use of these services. A longitudinal study conducted in Denmark showed that school-based dental care in childhood and regular care in adulthood contributed to tooth maintenance, whereas individuals without regular care in adulthood were 10 times more likely to become edentulous. In the Brazilian context, the use of public healthcare services increased the probability of tooth loss by approximately 10.0%. In addition, the continued use of tooth extractions as a therapeutic measure contributed to tooth loss and edentulous status among older individuals.

The analysis of demographic variables indicated a higher probability of tooth loss among women, corroborating the findings of other studies, , and this result may be due to better oral care among women. The age group comprising individuals 40 years or older exhibited a higher probability of tooth loss or edentulousness compared with those aged between 20 and 39 years. Other studies involving Brazilian populations corroborated this finding. , Because this health problem can aggravate during the life cycle, it is expected that tooth loss will increase over the years because of the presence of other oral diseases, including dental caries and periodontal disease.

This study found an association between decreased availability of fluoridated drinking water and the probability of tooth loss, although the magnitude of this correlation was small. The strategy used to implement water fluoridation in the municipal context may have contributed to this result. In Florianópolis, most of the tracts (71.2%) have been supplied with fluoridated water for approximately 30 years. In the intramunicipal context, this measure was implemented in two distinct periods based on the geographical features of Florianópolis, water catchment sites, and treatment plants, and supplied privileged and poorer areas indiscriminately. Consequently, considering the mean income tertiles in each census tract, approximately 30.0% of the residents in the first tertile have had fluoridated water for 13 years, approximately 40.0% in the second tertile, and only 17.0% in the third tertile (data not shown).

Two studies have reported the effect of living in urban areas and in municipalities with better socioeconomic conditions on the retention of teeth in addition to the importance of water fluoridation in maintaining functional dentition; , however, one study used only the exposure to fluoridate water without considering the period of availability, whereas the other study did not present hierarchical analysis. Contextual factors can affect population groups differently. Therefore, the identification of possible interactions between contextual and individual factors is essential. The interactions between the period of availability of fluoridated water and the individual socioeconomic variables indicated a protective effect of fluoridation on tooth retention among individuals with lower per capita household income and lower education levels. Water fluoridation is an extremely important measure for reducing dental caries. Considering that dental caries is the leading cause of tooth loss, reduction of caries may result in reduced tooth loss. Tooth loss can also be observed in younger populations, considering that the impact of fluoridated water is greater among poorer individuals. In Brazil, this particularly applies to the northeastern region, which has the worst socioeconomic conditions in the country.

One of the limitations of the present study involves the use of the self-reported number of teeth. Although the measurement of tooth loss is recognized internationally, no previous studies have validated this measure in Brazil. Another possible limitation is the time of exposure to contextual variables because it is not known if the contextual level is the same as the individual, which could constitute an ecological fallacy. In an attempt to decrease this possibility, the length of residence in the same location was used as a control variable.

The sample size representative of the adult population of Florianópolis as well as the high response rate (85.3%) and the homogeneous distribution of losses among the income deciles are strengths of this study.

The universal availability of fluoridated water seems to reduce tooth loss. However, other possible causative factors associated with this outcome, including access to and use of healthcare services, the therapeutic use of extractions in the public healthcare service, and other clinical measures adopted for tooth maintenance, need to be investigated. In addition, other social, economic, and cultural barriers should be considered.

Poorer socioeconomic contextual conditions were associated with the probability of tooth loss, and the period of availability of fluoridated water was inversely associated with the number of teeth in adulthood. These findings suggest that the implementation of public policies involving structural measures to reduce inequalities related to income and educational level and improved access to public health policies such as fluoridation of the public water supply can contribute to the reduction of tooth loss.

INTRODUÇÃO

Perda de dentes constitui sério agravo à saúde bucal e saúde geral, e é resultante, principalmente, da evolução da cárie dentária e doença periodontal. Em estudo sobre carga global de doenças no ano de 2010, as perdas dentárias severas (menos de nove dentes permanentes presentes) foram consideradas a 36ª condição mais prevalente, com uma estimativa global de 2,3%.

Perda de dentes é um marcador conhecido das desigualdades em saúde e pode ser considerada um problema de saúde pública, pois impacta a qualidade de vida das pessoas por provocar perda de capacidade funcional, dor e sofrimento. Ainda são observados gradientes sociais quando se estudam desigualdades em saúde bucal, mostrando a necessidade de se conhecer melhor a forma como essas desigualdades se manifestam na sociedade. As perdas dentárias são determinadas por fatores como nível educacional, renda familiar, hábitos de higiene bucal e consumo alimentar e pelo uso e acesso a serviços odontológicos. , Mudanças no estilo de vida e nas condições sociais são fundamentais para reduzir estas desigualdades produzidas pelo menor número de dentes presentes entre os mais socialmente desfavorecidos. Outro aspecto é a influência da disponibilidade de água fluoretada sobre as perdas dentárias, visto que são desconhecidos estudos que utilizem o tempo de disponibilidade desta medida, controlado pelo tempo de moradia no mesmo local. Como consequência da cárie, a perda dentária também pode sofrer influência desta situação.

Fatores contextuais relativos ao local onde as pessoas vivem também podem influenciar nas perdas dentárias. As condições socioeconômicas expõem os indivíduos a ambientes mais ou menos favoráveis, tornando-se imprescindível conhecer as estratificações sociais e as exposições e vulnerabilidades que são associados a essas estratificações. , As desigualdades entre os estratos sociais podem ocasionar o surgimento de fatores de risco ou de proteção, afetando a população de forma heterogênea.

Outro aspecto contextual a ser considerado é a fluoretação das águas. Mesmo entre adultos, o efeito do flúor na água como medida de prevenção das cáries dentárias pode ser semelhante entre nascidos antes ou após a incorporação desta medida. Assim, com seu caráter universal, a fluoretação das águas pode contribuir para a redução de desigualdades em saúde bucal, inclusive das perdas dentárias na idade adulta.

Contudo, há poucos estudos sobre fatores contextuais associados a perdas dentárias. , , , , , Este conhecimento torna-se importante uma vez que o local de moradia pode influenciar nas perdas dentárias, considerando a disponibilidade de serviços, os comportamentos resultantes dos hábitos e modo de vida dos indivíduos e como estes interagem nessas coletividades.

Também é importante conhecer o potencial de interação entre o nível individual e o nível contextual no desenvolvimento de agravos bucais, sob pena dos modelos de análise ficarem incompletos. ,

Não se tem conhecimento de qualquer estudo sobre o tema, considerando as características de vizinhança no contexto de um município, nos países latino-americanos, onde as desigualdades de renda figuram entre os mais altos níveis em todo o mundo, e no Brasil, onde profundas desigualdades socioeconômicas são observadas.

O objetivo deste estudo foi analisar se as condições socioeconômicas contextuais e tempo de disponibilidade da água fluoretada estão associados com o número de dentes presentes.

MÉTODOS

Foi realizado estudo transversal, linha de base de um estudo de coorte de base populacional com adultos de 20 a 59 anos de idade, residentes na zona urbana de Florianópolis, SC, no ano de 2009. Foram coletadas informações sobre diversas condições de saúde geral e bucal e registradas medidas como peso, altura, perímetro da cintura e pressão arterial.

Como vários desfechos foram investigados, utilizou-se a fórmula para cálculo de prevalência na definição do tamanho da amostra, considerando o desfecho como prevalência desconhecida (50,0%). O nível de significância adotado foi 5% e erro amostral previsto de 3,5 pontos percentuais. Foi utilizado valor relativo para compensação das perdas previstas (10,0%) e do efeito do delineamento igual a 2 em função de amostra por conglomerados. O cálculo foi executado no programa EpiInfo 6.04, resultando em uma amostra final de 2.016 indivíduos.

Levando-se em conta a prevalência das perdas dentárias na população de estudo (18,0%), foi calculada a amostra a posteriori para testar associações, utilizando os demais parâmetros da amostra inicial. Obteve-se amostra de 974 pessoas. Considerando as associações, a amostra não apresentou alto poder para as variáveis demográficas, sendo este 29,4% para sexo e 4,6% para cor da pele.

Por se tratar de uma amostra por conglomerados, as unidades de primeiro estágio foram os setores censitários. De acordo com o censo de 2000, os 420 setores domiciliares urbanos de Florianópolis foram estratificados em ordem crescente de renda do chefe da família. Foram sorteados sistematicamente 60 destes setores, sendo seis em cada decil de renda.

Como unidades de segundo estágio, foram utilizados os domicílios. Em função de os dados do número de domicílios referirem-se ao ano 2000, tornou-se necessária a atualização deste número. Para tanto, os supervisores do estudo percorreram os setores censitários sorteados e realizaram a contagem dos domicílios habitados, que variou de 61 a 810 entre os setores. Com o intuito de reduzir o coeficiente de variação entre as unidades setoriais, reorganizaram-se os setores por meio de fusão e divisão dessas unidades. O coeficiente de variação inicial era 55,0% (n = 60 setores) e o final foi 32,0% (n = 63 setores). Os 63 setores foram compostos por 16.755 domicílios. Foram sorteados sistematicamente 18 domicílios em cada um dos 63 setores, totalizando 1.134 domicílios.

Foi realizado pré-teste do questionário em setor censitário sorteado e diferente dos incluídos na amostra. Cada entrevistadora realizou no mínimo três entrevistas, totalizando aproximadamente 100, as quais não foram incluídas na análise.

No período compreendido entre setembro de 2009 e janeiro de 2010 ocorreu a coleta de dados por meio de entrevistas individuais realizadas nos domicílios. Foram selecionadas e treinadas 35 entrevistadoras. Foram consideradas perdas os domicílios visitados pelo menos quatro vezes sem que a entrevistadora conseguisse localizar o indivíduo (sendo uma visita em final de semana e outra no período noturno) ou caso houvesse recusa da participação. Para a realização das entrevistas, foram disponibilizados 35 computadores portáteis.

Para controle de qualidade, cerca de 15,0% (n = 248) dos participantes foram entrevistados duas vezes, sendo a segunda entrevista uma versão reduzida do questionário e aplicada pelos supervisores por telefone.

A variável de desfecho foi o número de dentes presentes autorreferido. Coletada originalmente como o número de dentes presentes em cada um dos arcos dentários, as questões dispunham das seguintes possibilidades de respostas: 10 dentes naturais ou mais; menos de 10 dentes naturais e, nenhum dente natural. Para a confecção da variável desfecho, o número de dentes presentes das variáveis originais foi unido produzindo um desfecho dicotômico: 10 ou mais dentes presentes em ambos os arcos e menos que 10 dentes presentes em pelo menos um arco ou edêntulos.

Como variáveis exploratórias e individuais, foram utilizadas variáveis demográficas (sexo, idade e cor da pele) e socioeconômicas (renda per capita, nível de escolaridade de acordo com o número de anos de estudo e tempo de residência no domicílio).

Para a variável cor da pele, utilizou-se a classificação do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE), com a declaração de cor da pele autorreferida branca, parda, preta, amarela e indígena. Com referência a amarelos e indígenas, que correspondeu apenas a 0,46% da amostra (quatro ocorrências em cada categoria), as análises descritivas e múltiplas não foram apresentadas nos resultados, porém ambas foram mantidas em todas as análises.

A variável faixa etária foi dividida em duas categorias: 20 a 39 anos e 40 a 59 anos.

A renda, coletada como variável contínua, foi dividida pelo número de moradores no domicílio resultando na variável renda per capita familiar, posteriormente categorizada em tercis. A variável renda foi expressa no padrão monetário brasileiro - Real (R$) e avaliada em tercis (tercil 1: ≤ R$555,00; tercil 2: R$555,01 a R$1.266,67 e tercil 3: ≥ R$1.266,68). O nível de escolaridade foi medido pelo número de anos de estudo completados e analisado segundo as categorias 12 anos ou mais; nove a 11 anos; cinco a oito anos e quatro anos ou menos.

Adicionalmente, o tempo de residência no domicílio em meses foi utilizado como variável de controle.

No que se refere às variáveis contextuais, a fim de apresentar os efeitos dos aspectos socioeconômicos do setor censitário sobre a saúde dos indivíduos, fez-se a opção pelo uso de um índice socioeconômico composto.

Para a variável contextual, foram utilizadas as variáveis do censo demográfico, realizado no ano 2000: renda média do setor censitário, escolaridade média e percentual de domicílios com disponibilidade de água tratada. Considerando-se a complementaridade das diferentes medidas de situação socioeconômica, para essa variável utilizou-se o método de análise fatorial, com transformação policórica e rotação ortogonal, o que permitiu a construção de uma única variável socioeconômica. As cargas fatoriais resultantes foram 0,89, 0,94 e 0,38, para renda, escolaridade e disponibilidade de água tratada, respectivamente. A partir dos resultados da análise fatorial, em que a extração de apenas um fator mostrou-se satisfatória para a análise multinível proposta, criou-se a variável socioeconômica que resultou da soma das três variáveis do censo de 2000 (Eigenvalue 2,44, percentual de explicação da variância 97,7%, alpha de Cronbach de 0,74) que foi, posteriormente, dividida em tercis. Estes foram denominados de área mais rica (melhores condições socioeconômicas), área intermediária e área mais pobre (piores condições socioeconômicas).

Como segunda variável contextual, utilizou-se o tempo de disponibilidade de água tratada fluoretada no setor censitário. Para a criação da variável, buscou-se junto à empresa responsável pela distribuição da água tratada na região (Companhia Catarinense de Águas e Saneamento – CASAN) o tempo de disponibilidade para cada um dos setores censitários do município, incluídos na amostra e analisados pelas categorias: início no ano de 1982 e em 1996.

O modelo estatístico utilizado foi a regressão logística multinível, que consiste em modelo linear generalizado, no qual os setores censitários compreenderam o segundo nível de análise e o indivíduo, o primeiro nível. Para a execução da análise multinível, foi utilizado o software Stata 11.0. Todas as análises incluíram o peso amostral (w = 1/f; f = f1 * f2), sendo utilizado o comando xtlogit para a execução da regressão logística multinível, com o subcomando re para os efeitos randômicos. Inicialmente a associação entre a variável socioeconômica contextual e o desfecho foi testada. Na sequência, o tempo de disponibilidade de água tratada fluoretada foi incluído. O tempo de residência no bairro foi incluído posteriormente como variável de controle. O efeito das variáveis individuais na associação da variável socioeconômica contextual foi medido pela inclusão sequencial dos grupos de variáveis demográficas e socioeconômicas, por meio das mudanças na razão de chances (OR) e seus intervalos com 95% de confiança (IC95%). Os termos de interação entre as variáveis contextuais e individuais foram criados para analisar a interação interníveis. O efeito de cluster foi verificado por meio da correlação intraclasse, constituído pela proporção de variância explicada para o segundo nível.

A proporção de resposta foi 85,3% (1.720 respondentes). As perdas se distribuíram de forma homogênea em relação aos decis de renda dos setores censitários. A proporção de avaliados em cada faixa etária foi similar àquela do último Censo realizado em 2010. A média de idade dos participantes foi 38 anos (IC95% 37,5;38,6).

O projeto foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa com Seres Humanos da Universidade Federal de Santa Catarina (Parecer 351/08, de 15 de dezembro de 2008). Todos os participantes assinaram o termo de consentimento livre e esclarecido. Os indivíduos que foram diagnosticados como hipertensos ou relataram sentir algum tipo de dor ou desconforto foram instruídos a procurarem a unidade de saúde de referência mais próxima de sua residência, sendo informados de sua localização.

RESULTADOS

Aproximadamente 20,0% dos participantes apresentaram-se com menos de dez dentes em pelo menos um arco, dos quais 2,4% (IC95% 1,7;3,4) eram edêntulos.

A maioria dos participantes era do sexo feminino, que também apresentou maior prevalência do desfecho quando comparada ao sexo masculino. Participantes com 40 anos ou mais tiveram prevalência quase sete vezes maior de menos dentes presentes. Observou-se um gradiente entre prevalência de ter menos de 10 dentes presentes em pelo menos um arco ou ser edêntulo e variáveis socioeconômicas individuais e contextual. Com relação à disponibilidade de flúor na água de abastecimento, não houve diferença significativa na prevalência de ter menos de 10 dentes presentes em pelo menos um arco, segundo os anos de implementação da medida (Tabela 1).

Tabela 1

Estatística descritiva e prevalência de menor número de dentes presentes, segundo variáveis sociodemográficas nos níveis individual e contextual entre adultos. Florianópolis, SC, 2009. (N = 1.720)

Variável			Menos dentes presentes
	n	%	%	IC95%
Nível individual
Sexo (N = 1.720)
Masculino	761	44,2	17,2	14,7;20,1
Feminino	959	55,8	20,1	17,6;22,7
Faixa etária (anos) (N = 1.720)
20 a 39	932	54,2	4,7	3,1;7,0
40 a 59	788	45,8	34,6	29,7;39,9
Cor da pele (N = 1.712)
Branca	1.534	89,6	18,3	16,5;20,4
Parda	99	5,8	25,2	17,7;34,6
Preta	79	4,6	19,0	11,9;29,0
Anos de estudo (N = 1.704)
≥ 12	737	43,3	7,7	6,0;9,9
9 a 11	568	33,3	17,2	14,4;20,6
5 a 8	253	14,8	32,1	26,7;38,1
≤ 4	146	8,6	55,9	47,7;63,7
Renda per capita familiar (N = 1.719)
3º tercil	573	33,4	10,3	8,1;13,1
2º tercil	573	33,3	19,6	16,5;23,0
1º tercil	573	33,3	26,6	23,2;30,4
Residir no mesmo endereço em meses	n	Média	dp
	1.720	164,7	158,9
Nível contextual
Disponibilidade de água fluoretada em anos (N = 1.720)
27 (1982)	1.224	71,2	18,4	16,3;20,7
13 (1996)	496	28,8	19,8	16,5;23,5
Variável socioeconômica para o setor censitário (N = 1.720)
Área mais rica	683	39,7	11,3	9,1;13,9
Área intermediária	469	27,3	19,7	16,3;23,5
Área mais pobre	568	33,0	27,2	23,7;31,0

A associação entre a variável socioeconômica contextual e o menor número de dentes presentes ou ser edêntulo permaneceu estatisticamente significativa mesmo após ajuste pelas demais variáveis (Tabela 2). Observou-se inicialmente que indivíduos do tercil mais pobre tiveram três vezes mais chance de ter menos dentes presentes, enquanto aqueles do tercil intermediário apresentaram mais que duas vezes mais chance, quando comparados aos indivíduos do tercil mais rico. A inclusão das variáveis demográficas no modelo 3 aumentou a magnitude da associação entre o desfecho e o índice socioeconômico contextual. A inclusão no modelo 4 das variáveis socioeconômicas individuais reduziu a magnitude da associação, contudo manteve significância estatística. Indivíduos com menor tempo de disponibilidade do flúor na água de abastecimento apresentaram pequena chance de terem mais dentes perdidos, quando comparados àqueles com a disponibilidade da medida há 27 anos. Das variáveis incluídas na análise, a cor da pele foi a única que não apresentou significância estatística (p = 0,513), não sendo incluída nos modelos seguintes.

Tabela 2

Análise de regressão logística multinível de variáveis contextuais e individuais associadas à perda dentária. Florianópolis, SC, 2009.

Variável	Modelo 1*		Modelo 2*		Modelo 3*		Modelo 4*
	OR	IC95%	OR	IC95%	OR	IC95%	OR	IC95%
Contextuais
Variável socioeconômica
Área mais rica	1		1		1		1
Área intermediária	2,13	2,05;2,21	2,13	2,05;2,22	2,26	2,17;2,35	1,68	1,61;1,75
Área mais pobre	3,00	2,89;3,10	3,00	2,89;3,11	3,65	3,52;3,79	1,56	1,50;1,62
Disponibilidade de água fluoretada (anos)
27			1		1		1
13			0,99	0,99;1,00	1,01	1,00;1,01	1,02	1,01;1,02
Individuais
Sexo
Masculino					1		1
Feminino					1,12	1,09;1,15	1,07	1,03;1,10
Faixa etária (anos)
20 a 39					1		1
40 a 59					11,21	10,82;11,61	11,50	11,08;11,94
Cor da pele
Branca					1
Parda					1,15	1,10;1,21
Preta					0,89	0,83;0,95
Anos de estudo
> 12							1
9 a 11							2,25	2,16;2,34
5 a 8							4,22	4,03;4,42
< 4							5,66	5,36;5,97
Renda per capita familiar
3º tercil							1
2º tercil							1,66	1,60;1,73
1º tercil							2,34	2,24;2,44
Variância do 2º nível	0,31	0,29;0,33	0,31	0,29;0,33	0,25	0,22;0,27	0,21	0,18;0,25
ICC (%)	2,90	2,56;3,29	2,90	2,56;3,29	1,84	1,50;2,25	1,35	0,97;1,87

ICC: coeficiente de correlação intraclasse; OR: odds ratio (razões de chance)

* p-valor > 0,001 para todas as variáveis dos modelos, exceto para disponibilidade de água fluoretada no modelo 2 (p = 0,006) e cor da pele no modelo 3 (p = 0,513).

Todos os modelos foram ajustados pelo tempo de residência no mesmo endereço.

A correlação intraclasse, que indica o efeito contextual sobre as perdas dentárias, reduziu com o ajuste do modelo. Para a variável socioeconômica contextual, a medida de associação reduziu aproximadamente 50,0% após o ajuste pelas variáveis individuais, enquanto para a disponibilidade de água fluoretada aumentou em 3,0% (Tabela 2).

A variável água fluoretada modificou o efeito da renda per capita familiar (Figura 1) e do nível educacional (Figura 2) sobre o menor número de dentes presentes. Entre os mais pobres e os menos escolarizados, a disponibilidade da água fluoretada diminuiu consideravelmente a proporção de pessoas com menos dentes presentes ou edêntulos, enquanto entre aqueles com melhores condições de renda e escolaridade, esse efeito protetor não foi percebido.

Figura 1

Interação entre tempo de disponibilidade de água fluoretada e renda per capita familiar para proporção de pessoas com menor número de dentes presentes ou edêntulas. Florianópolis, SC, 2009.

Figura 2

Interação entre tempo de disponibilidade de água fluoretada e número de anos de estudo completados para proporção de pessoas com menor número de dentes presentes ou edêntulas. Florianópolis, SC, 2009.

DISCUSSÃO

Piores condições socioeconômicas contextuais e residência em setores censitários com disponibilidade de água fluoretada há menos tempo apresentaram associação com menor número de dentes presentes, mesmo após ajuste por fatores de risco bem conhecidos no nível individual.

Os resultados deste estudo são compatíveis com os encontrados por Turrel et al (2007) e Sanders et al (2008), em que o efeito da vizinhança com melhores condições socioeconômicas reduziu a proporção de dentes perdidos entre aqueles em condições intermediárias e os mais pobres. As características socioeconômicas dos bairros foram associadas com o relato de ter poucos dentes, independentemente das características socioeconômicas das pessoas, de forma mais específica para os moradores dos bairros desfavorecidos. Segundo Turrel, o efeito das piores condições dos bairros persiste após ajuste pelo nível educacional e as diferenças de renda entre os domicílios de cada área. Dessa forma, a exposição aos fatores socioeconômicos da vizinhança pode representar riscos ou benefícios para o estado de saúde individual. É no acesso diferenciado aos bens e serviços, recursos e equipamentos sociais, além da interação social, que a estrutura socioeconômica se constitui no mediador dos riscos e benefícios que os indivíduos recebem do local onde residem, determinando seu estado de saúde. Nessa lógica, o contexto onde as pessoas vivem se torna a síntese de diferentes combinações de fatores sociais, econômicos, estruturais, demográficos e geográficos, afetando a vida e a saúde das pessoas que nele vivem.

A variável socioeconômica contextual permaneceu associada ao desfecho em todos os modelos, com perda da magnitude da associação quando foram incluídas as variáveis socioeconômicas individuais. Segundo Listl, (2011) existe um gradiente socioeconômico em saúde bucal (piores condições bucais entre os mais pobres), sugerindo que este fato decorra de dificuldade no acesso e na utilização dos serviços de saúde. No presente estudo, podem existir características na distribuição dos serviços odontológicos, sejam eles públicos ou privados, que interferiram na ocorrência do desfecho, ou ainda características ambientais que dificultariam o acesso e consequente utilização do serviço. Estudo longitudinal conduzido na Dinamarca mostrou que o atendimento odontológico escolar na infância e a continuidade da procura por atendimento na fase adulta contribuíram para a manutenção dos dentes, enquanto os indivíduos que não buscaram atendimento regular na fase adulta aumentaram em 10 vezes a probabilidade de se tornarem edêntulos. Para a realidade brasileira, buscar o serviço público de saúde aumentou a chance de perder dentes em quase 10,0%. Assim, a persistência das exodontias como medida terapêutica contribui para a redução no número de dentes presentes ou mesmo do edentulismo em idades mais avançadas.

As variáveis demográficas apontaram maior chance de perda de dentes entre as mulheres, corroborando com os achados de outros estudos, , que pode decorrer de maior índice de cuidado bucal pelo sexo feminino. A faixa etária composta por indivíduos com 40 anos ou mais apresentou maiores chances de terem menos dentes presentes ou serem edêntulo comparados àqueles com idades entre 20 e 39 anos. Estudos com populações brasileiras corroboram tal achado. , Por se tratar de um agravo à saúde bucal com características de acúmulo durante o ciclo de vida, já é esperado que as perdas dentárias aumentem com o passar dos anos em decorrência do agravamento de outras doenças bucais, como a cárie dentária e doença periodontal.

Este estudo encontrou associação entre menor tempo de disponibilidade de fluoretação das águas e chance de ter menos dentes presentes, porém esta apresentou pequena magnitude. A forma de implementação da medida no contexto municipal pode ter contribuído para o resultado. Em Florianópolis, a maioria das localidades (71,2%) dispõe dessa medida há aproximadamente 30 anos. No contexto intramunicipal, essa medida foi implantada em dois períodos de acordo com as características geográficas de Florianópolis, os locais de captação da água e estações de tratamento, atendendo indistintamente as áreas mais favorecidas e as mais pobres. Assim, considerando os tercis da renda média dos setores censitários, aproximadamente 30,0% dos residentes do primeiro tercil dispunham de água fluoretada havia 13 anos, quase 40,0% no segundo tercil e apenas 17,0% no terceiro tercil (dados não apresentados).

Dois estudos também apontam o efeito de viver em áreas urbanas e em municípios com melhores condições socioeconômicas na retenção dos dentes, além da importância da fluoretação das águas na manutenção de dentição funcional; , porém, um utiliza apenas a exposição à medida, sem considerar o tempo, enquanto o outro não apresenta uma característica de análise hierárquica. Fatores contextuais podem afetar desigualmente grupos da população, sendo importante identificar possíveis interações entre os níveis contextuais e individuais. As interações entre o tempo de disponibilidade de água fluoretada e as variáveis socioeconômicas individuais indicaram um efeito protetor dessa medida entre os indivíduos com piores condições de renda per capita familiar e menos escolarizados para a retenção de elementos dentais. A fluoretação das águas é uma medida de extrema importância para a redução das cáries dentárias. Considerando que as cáries constituem a principal causa de perda de dente, sua redução pode implicar também redução dessas perdas. Mesmo em populações mais jovens, esse efeito redutor de perdas pode ser observado, considerando o impacto da disponibilidade do flúor na água de abastecimento ser maior entre os mais pobres, no caso brasileiro para a região Nordeste, que apresenta os piores indicadores socioeconômicos do País.

A utilização do número de dentes autorreferidos constitui-se em limitação deste estudo. Apesar de mensuração das perdas dentárias ser reconhecida internacionalmente, não existem estudos de validação dessa medida no Brasil. Outra possível limitação é o tempo de exposição às variáveis contextuais, pois não é sabido se no nível contextual é o mesmo que no individual, o que poderia se constituir em uma falácia ecológica. Na tentativa de eliminar essa possibilidade, o tempo de moradia no mesmo local foi utilizado como variável de controle o que, em tese, minimizaria essa possibilidade.

O tamanho da amostra, representativa da população adulta de Florianópolis, constitui-se em um ponto forte deste estudo, assim como a alta taxa de resposta (85,3%) e a distribuição homogênea das perdas entre os decis de renda.

Medidas universais, como a fluoretação das águas parecem reduzir as perdas dentárias, porém outros possíveis fatores causais envolvidos com o desfecho, como o acesso e a utilização dos serviços de saúde, o caráter mutilador ou não do serviço e outras medidas clínicas para a manutenção dos elementos dentários necessitam ser investigados. Adicionalmente, outras barreiras sociais, econômicas e culturais devem ser consideradas.

As piores condições socioeconômicas contextuais associaram-se à chance de ter menos dentes presentes e o tempo de fluoretação da água foi inversamente associado com o número de dentes presentes na idade adulta. Os achados sugerem que a ampliação de políticas públicas que representem medidas estruturais na redução das desigualdades de renda, de escolaridade e melhorias no acesso a políticas de saúde, como a fluoretação da água de abastecimento público, podem contribuir para a redução das perdas dentárias.