Cancer mortality in the Capitals and in the interior of Brazil: a four-decade analysis.

OBJECTIVE: to describe the trend of mortality from general cancer and more frequent types among men and women living in the Capitals and other municipalities of the five macro-regions of Brazil between 1978 and 2017.
METHODS: Time series study with mortality data corrected by redistribution of ill-defined causes. Proportional cancer mortality was calculated for Brazil and regions. The annual percentage change in rates for total cancer and specific types in each segment and in the selected unit of analysis was calculated by generalized linear regression with Gaussian binding.
RESULTS: the proportion of cancer increased progressively for both sexes from 1978 to 2017. Important differences between the Capitals and the interior of the macro-regions were seen with disaggregated data. The greatest declines occurred for stomach cancer, except in the northern and interior regions of the Northeast, and for the cervix cancer, with a generalized fall, with the exception of the interior of the northern region. Lung cancer decreased among men in the Southeast and South regions and had a generalized increase among women. Breast and prostate cancers tended to decrease in the Southeast and South regions and among residents of the Capitals but showing an increase in the interior of the North and Northeast regions. Colorectal cancer had a general tendency to increase; with stability among men in the Capitals of the South region and among women of the Southeast and Midwest regions and, since 2007, a decrease among women in the South region.
CONCLUSIONS: Cancer mortality showed great variation among residents of capitals and the interior of the country's major regions. Clear decrease in mortality was seen for the main types in the Southeast and South regions. The North and Northeast regions have patterns compatible with cancers associated with poverty, while the large increase of the cancers related to sedentary lifestyle stand out.

INTRODUCTION

Cancer is currently the second leading cause of illness and death in the world, with wide variation in incidence and mortality among countries due to socioeconomic status and exposure to risk factors related to social conditions and lifestyle. The occurrence of cancer in the world has increased regardless of demographic growth; in 2012, an estimated 14.1 million new cases and 8.2 million deaths were estimated, and a more significant growth in the worldwide incidence of the disease is expected over the next 20 years . In developed countries, although there is still an increase in the incidence of some types of cancer, mortality has shown a significant decrease in the last two decades.

The analysis of current trends in cancer indicates that the ongoing economic and social transitions in several middle- and low-income countries are related to increased exposure to reproductive and hormonal risk factors and changes in food standards. Monitoring the magnitude of the incidence and mortality from cancer in a population is a fundamental element for defining priorities and actions directed to its control, as well as for evaluating the effectiveness of the interventions instituted.

In Brazil, cancer mortality in the early 1980s still showed a typical pattern of middle- and low-income countries, with significant rates of cervical and stomach cancers. A transition, however, was already outlined, with an increase in the types associated with the best socioeconomic conditions (breast, prostate and colorectal) marked by differentiated patterns among the macro-regions of the country and among residents of the Capitals and other municipalities.

Although cancer trends have been reported in Brazil and Federative units (FU) between 1990 and 2015, the existing differences in relation to the place of residence, comparing the data of inhabitants of the Capitals with those of the interior in the five major regions of the country, have not yet been explored in longer series. Knowing the evolution of cancer as a function of the changes that have been occurring in the specific risk patterns and the possibilities of access to treatment is fundamental for the improvement of regionalized control policies.

In addition, it should be considered that the Sistema de Informações sobre Mortalidade (SIM – Mortality Information System) was implemented in Brazil by the Ministry of Health (MH) in the late 1970s, with the death declaration as a source document. Since then, MH has been working to improve its completeness and coverage. The series of consolidated data available by SIM until 2017 allows the construction of extended historical series, which is advisable for monitoring the various types of cancer.

This study aims to describe the four-decade trend (1978-2017) of mortality of all cancers and the most frequent types among men and women living in the Capitals and other municipalities of the macro-regions of Brazil.

METHODS

This is a time series study that had as source the SIM data referring to the years between 1978 and 2017. For the year 1978, the eighth codification of the Manual of the International Statistical Classification of Diseases Injuries and causes of death (ICD-8) was used, between 1979 and 1995, the ninth (ICD-9), and between 1996 and 2017, the tenth (ICD-10).

The population denominators were those of the Brazilian Institute of Geography and Statistics (IBGE) censuses for the years 1980, 1991, 2000 and 2010. For the intercensitary years, linear interpolation was performed. For the later period (2011 to 2017), the population projections were extrapolated also linearly, with disaggregation by sex, age group and place of residence (FU and Capitals) based on the previous period.

In men, the main types were: lung (ICD-9: 162; ICD-10: C33-34), prostate (ICD9: 185; ICD10: C61) stomach (ICD9: 151; ICD10: C16), colorectal (ICD-9: 153-154.1; ICD-10: C18-20), and in women were: breast (ICD-9: 170; ICD-10: C50), lung (ICD-9: 162; ICD-10: C33-34), colorectal (ICD-9: 153-154.1; ICD-10: C18-20), and the cervix (ICD-9: 180; ICD-10: L54). Deaths that had ignored information for sex, age and municipality of residence were excluded. As for the year 1978, only proportional mortality from cancer was calculated, the ICD codes referring to the set of cancers (ICD-8: 140-209) and the chapter referring to the ill-defined causes (ICD-8: Ch. 16).

The correction of the information on the underlying cause of death was done according to the methodology proposed by Mathers et al. and the adaptation made by Girianelli et al.. This adaptation, which consists in proportionally redistributing 50% of deaths with a basic cause classified as undefined (ICD-8: Ch. 16, ICD-9: 780-799; ICD – 10: R00-R99), is necessary because cancer is less found among ill-defined deaths than among well-defined ones. Thus, the correction factors were calculated for each age group (0-4, 5-14,15-19, 20-29, 30-49, 50-59, 60-69, 70-79 and 80 years or more), calendar year, sex and place of residence (capitals and other municipalities) of the five macro-regions of the country. For deaths recorded as cervical cancer, an additional correction was made with redistribution of all deaths classified as malignant neoplasm of the uterus without other specification (ICD-9: 179; ICD-10: C55), maintaining the proportion recorded as deaths from cervical and uterine body cancer.

With corrected data, the proportional mortality from cancer was calculated for Brazil. Since the 1978 data did not cover all regions, the proportional mortality series for macro-regions was started in 1979.

Then, crude and age-standardized cancer mortality rates were calculated(0-4, 5-14,15-19, 20-29, 30-49, 50-59, 60-69, 70-79 and 80 years or more) and for each sex by the direct method, taking as standard population the world population proposed by Segi for the 1980- 2017 period. These rates were calculated in a disaggregated manner by macro-regions, capitals and other municipalities (interior).

To estimate the trend, a linear regression model was used. For series with structural breaks, the time variable was introduced into the model by means of linear spline by parts, with break points in the years in which the trend changed its trajectory. The identification of the break points was visual and cubic splines with 10 degrees of freedom were used to highlight the points of inflection of the curve, allowing to define break points at specific moments of time and the respective trend in each interval, adjusting by a continuous line segment between the points. This approach was chosen because it concerns time series with trends that vary in time in a non-regular way, which makes inappropriate a linear model for global trend for the entire period.

The models were evaluated via residues to verify if the usual assumptions were met, in particular the existence of residual autocorrelation through the functions of autocorrelation (FAC) and partial autocorrelation (FPAC). Models that showed significant autocorrelation in residues or with an absolute value greater than 0.5 were re-estimated using generalized least squares with a first-order autoregressive model AR(1) to model the autocorrelation and correct the variance of the coefficient estimators. We used the function “gls” with estimation for restricted maximum likelihood (REML) of the package “nlme”.

The coefficient of the term for each segment expresses the logarithm of the trend in that interval. Thus, the annual percentage change (APC) of mortality rates was calculated by the formula and respective p values.

For the interpretation of trends, statistical non-significance (p-value above 0.05) was used as a criterion to characterize an APC as stable. The statistically significant APC, when positive, indicated an increasing trend and, when negative, a decreasing trend. The analyses were performed in the R program, version 3.4.1.

RESULTS

Proportional mortality from cancer increased from 1978 to 2017 in men, from 8.3% to 16.2%, and in women, from 9.1% to 18.3%. From 1979, it was possible to obtain data for the regions and it was observed that the lowest proportion was among men from the Northeast region in 1979 (5.4%) and the highest among women from the South region in 2017 (21.6%) (Figure 1).

Figure 1

Proportional mortality from cancer, all types, in men and women in Brazil and macro-regions, 1978 to 2017.

Mortality rates for the age-adjusted set of cancers showed different magnitude patterns between regions of the country for both sexes or between men and women separately (Figure 1) and the trend was not constant. Oscillations were detected in this period of 38 years. Among men (1999–2017) there was a slight increase (APC = 0.14; p < 0.001); among women (2004–2017) the increase was greater (APC = 0.44; p < 0.001) (Table 1).

Table 1

Annual percentage change of standardized mortality rates for all cancer types among men and women residing in the Capitals and in the interior of Brazil and macro-regions, 1980 to 2017.

Geographical area	Both sexes			Men			Women
	Period	APC	p	Period	APC	p	Period	APC	p
Brazil	1980–1990	-0.247	< 0.001	1980–1990	-0.136	0.007	1980–1989	-0.354	< 0.001
	1990–1997	0.504	< 0.001	1990–1999	0.415	< 0.001	1989–1996	0.530	< 0.001
	1997–2003	-0.175	0.001	1999–2017	0.142	< 0.001	1996–2004	-0.217	< 0.001
	2003–2017	0.241	< 0.001	–	–	–	2004–2017	0.443	< 0.001
Brazil, Capitals	1980–1990	-0.628	< 0.001	1980–1990	-0.581	< 0.001	1980–1989	-0.783	< 0.001
	1990–1997	0.520	< 0.001	1990–1997	0.619	< 0.001	1989–1996	0.624	< 0.001
	1997–2005	-1.535	< 0.001	1997–2005	-1.511	< 0.001	1996–2004	-1.487	< 0.001
	2005–2017	-0.460	< 0.001	2005–2017	-0.671	< 0.001	2004–2017	-0.241	< 0.001
Brazil, interior*	1980–1990	-0.051	0.195	1980–1990	0.026	0.643	1980–1990	-0.072	0.195
	1990–2017	0.536	< 0.001	1990–2017	0.582	< 0.001	1990–2017	0.584	< 0.001
North	1980–1991	-0.499	0.002	1980–1991	-1.027	< 0.001	1980–1991	-0.053	0.747
	1991–2009	0.905	< 0.001	1991–2009	1.020	< 0.001	1991–2009	0.812	< 0.001
	2009–2017	3.050	< 0.001	2009–2017	3.547	< 0.001	2009–2017	2.676	< 0.001
North, Capitals	1980–1991	-0.713	0.003	1980–1991	-1.073	< 0.001	1980–1991	-0.491	0.034
	1991–1999	0.688	0.017	1991–2000	0.512	0.109	1991–1998	0.996	0.002
	1999–2008	-1.495	< 0.001	2000–2009	-1.510	< 0.001	1998–2008	-1.370	< 0.001
	2008–2017	1.493	< 0.001	2009–2017	2.225	< 0.001	2008–2017	1.461	< 0.001
North, interior*	1980–1991	2.035	< 0.001	1980–1991	1.139	< 0.001	1980–1991	3.099	< 0.001
	1991–1999	0.565	0.052	1991–2000	0.986	0.001	1991–1998	0.019	0.963
	1999–2017	3.636	< 0.001	2000–2017	3.897	< 0.001	1998–2017	3.442	< 0.001
Northeast	1980–1993	0.935	0.086	1980–1996	1.264	0.053	1980–1993	0.231	0.062
	1993–2017	2.323	< 0.001	1996–2017	2.989	< 0.001	1993–2017	2.091	< 0.001
Northeast, capitals	1980–1986	-0.566	0.038	1980–1995	0.546	< 0.001	1980–1986	-1.580	< 0.001
	1986–1995	0.425	0.002	1995–2009	-0.434	< 0.001	1986–1993	0.667	0.001
	1995–2009	-0.729	< 0.001	2009–2017	1.894	< 0.001	1993–2008	-0.933	< 0.001
	2009–2017	1.455	< 0.001	–	–	–	2008–2017	1.200	< 0.001
Northeast, interior*	1980–1983	7.238	< 0.001	1980–1995	1.350	0.149	1980–1993	1.159	0.182
	1983–1995	0.044	0.959	1995–2017	3.796	< 0.001	1993–2017	3.050	< 0.001
	1995–2017	3.346	< 0.001	–	–	–	–	–	–
Southeast	1980–1989	-0.809	< 0.001	1980–1990	-0.532	< 0.001	1980–1988	-0.844	< 0.001
	1989–1996	0.418	0.047	1990–1997	0.473	< 0.001	1988–1996	0.401	< 0.001
	1996–2017	-0.664	< 0.001	1997–2017	-0.789	< 0.001	1996–2005	-1.046	< 0.001
	–	–	–	–	–	–	2005–2017	-0.054	0.248
Southeast, Capitals	1980–1989	-0.943	< 0.001	1980–1990	-0.614	< 0.001	1980–1988	-0.937	< 0.001
	1989–1996	0.615	0.030	1990–1997	0.578	< 0.001	1988–1996	0.568	< 0.001
	1996–2017	-1.213	< 0.001	1997–2017	-1.521	< 0.001	1996–2005	-1.380	< 0.001
	–	–	–	–	–	–	2005–2017	-0.502	< 0.001
Southeast, interior*	1980–1989	-0.577	< 0.001	1980–1990	-0.441	< 0.001	1980–1987	-0.877	< 0.001
	1989–1996	0.304	0.001	1990–1997	0.543	< 0.001	1987–1996	0.326	< 0.001
	1996–2017	-0.394	< 0.001	1997–2017	-0.471	< 0.001	1996–2007	-0.693	< 0.001
	–	–	–	–	–	–	2007–2017	0.307	< 0.001
South	1980–1984	-1.570	< 0.001	1980–1984	-1.028	< 0.001	1980–1984	-1.985	< 0.001
	1984–1993	0.600	< 0.001	1984–1993	0.544	< 0.001	1984–1994	0.707	< 0.001
	1993–2017	-0.555	< 0.001	1993–2010	-0.416	< 0.001	1994–2002	-0.784	< 0.001
	–	–	–	2010–2017	-1.466	< 0.001	2002–2017	-0.217	0.003
South, Capitals	1980–1998	-0.234	0.007	1980–1998	-0.294	0.005	1980–1984	-1.956	0.014
	1998–2017	-1.305	< 0.001	1998–2017	-1.460	< 0.001	1984–1997	0.221	0.187
	–	–	–	–	–	–	1997–2017	-1.178	< 0.001
South, interior*	1980–1984	-1.490	< 0.001	1980–1984	-0.973	< 0.001	1980–1984	-1.885	< 0.001
	1984–1993	0.643	< 0.001	1984–1993	0.637	< 0.001	1984–1994	0.707	< 0.001
	1993–2017	-0.454	< 0.001	1993–2010	-0.329	< 0.001	1994–2006	-0.558	< 0.001
	–	–	–	2010–2017	-1.339	< 0.001	2006–2017	0.095	0.340
Midwest	1980–1999	0.937	< 0.001	1980–1985	3.155	< 0.001	1980–1999	0.548	< 0.001
	1999–2017	0.166	0.490	1985–2017	0.634	< 0.001	1999–2007	-0.374	0.233
		–	–	–	–	–	2007–2017	0.572	0.076
		–	–	–	–	–	–	–	–
Midwest, Capitals	1980–1991	-1.410	< 0.001	1980–1990	-1.649	< 0.001	1980–2017	-0.587	< 0.001
	1991–1995	2.371	< 0.001	1990–1995	2.727	< 0.001	–	–	–
	1995–2017	-0.699	< 0.001	1995–2017	-0.569	< 0.001	–	–	–
Midwest, Capitals	1980–1989	3.098	0.002	1980–1985	6.358	< 0.001	1980–1999	1.421	0.001
	1989–2017	0.853	0.007	1985–2017	1.004	< 0.001	1999–2017	0.526	0.255

APC: annual percentage change in standardized mortality rates.

Interior refers to municipalities outside the federal capitals.

Disaggregating by place of residence, four trends were seen for both sexes in the Capitals (declining until 1990, increasing from 1990 to 1997, sharp fall from 1997 to 2005 and lower intensity fall from 2005 to 2017) and only two in the interior (stability until 1990 and increase until 2017). Among men, it was in the Midwest region that the greatest fall was observed, which occurred in the Capitals (1980-1991: APC = −1.65; p < 0.001), and the greatest increase, which occurred in the other municipalities (1980-1985: APC = 6.36; p < 0.001). Among women, the greatest decline occurred in the southern region, both in the Capitals and in the interior, between 1980 and 1984 (APC = −1.96; p < 0.014 and APC = −1.89; p < 0.001, respectively), while the greatest growth occurred among residents of the interior of the northern region (1999-2017: APC = 3.44; p < 0.001).

Among men, lung, prostate, colorectal and stomach cancers accounted for 44.9% of all cancer deaths in 1979 and 43.4% in 2017. Among women, breast, lung, colorectal and cervical cancers accounted for 39.0% of cancer deaths in 1979 and 44.4% in 2017. Figure 3 shows the specific trends for these types of cancer and Table 2 shows the respective APC in the period studied.

Figure 3

Temporal trend of mortality by specific types of cancer among men and women residing in the Capitals and in the interior* of Brazil and macro-regions, 1980 to 2017.

Table 2

Annual percentage change of standardized mortality rates for the most frequent types of cancer among men and women residing in the Capitals and in the interior of Brazil and macro-regions, 1980 to 2017.

Sex	Area	Lung cancer			Prostate cancer			Colorectal cancer			Stomach cancer
		Period	APC	p	Period	APC	p	Period	APC	p	Period	APC	p
Men	Brazil	1980–1994	0.888	< 0.001	1980–1993	1.55	< 0.001	1980–1990	-0.205	0.156	1980–2017	-2.139	< 0.001
		1994–2011	-0.889	< 0.001	1993–1998	4.473	< 0.001	1990–2017	2.111	< 0.001	–	–	–
		2011–2017	-0.027	0.894	1998–2017	0.436	< 0.001	–	–	–	–	–	–
								–	–	–	–	–	–
	North. Capitals	1980–1996	0.772	0.040	1980–1992	-0.332	0.446	1980–1984	10.390	0.029	1980–2010	-2.473	< 0.001
		1996–2010	-2.664	< 0.001	1992–1999	3.742	< 0.001	1984–1999	-2.645	0.001	2010–2017	2.503	0.018
		2010–2017	1.048	0.329	1999–2007	-2.046	0.001	1999–2017	3.864	< 0.001	–	–	–
		–	–	–	2007–2017	4.003	< 0.001	–	–	–	–	–	–
	North. interior*	1980–2011	2.176	< 0.001	1980-2004	2.994	< 0.001	1980-1999	-2.213	0.009	1980–1985	7.593	< 0.001
		2011–2017	5.251	0.001	2004-2017	6.706	< 0.001	1999-2017	7.825	< 0.001	1985–2001	-3.071	< 0.001
		–	–	–	–	–	–	–	–	–	2001–2017	3.677	< 0.001
	Northeast. capitals	1980–1997	0.986	< 0.001	1980–1996	2.629	< 0.001	1980–2000	-0.715	0.008	1980–1999	-2.517	< 0.001
		1997–2010	-1.153	< 0.001	1996–2010	-1.191	< 0.001	2000–2017	4.342	< 0.001	1999–2017	-1.260	< 0.001
		2010–2017	1.258	0.001	2010–2017	3.420	< 0.001	–	–	–	–	–	–
	Northeast. interior*	1980–1994	1.436	0.036	1980-1993	2.067	< 0.001	1980-2000	-0.908	0.006	1980–1983	7.546	< 0.001
		1994–2017	3.637	< 0.001	1993-2017	5.095	< 0.001	2000-2017	6.964	< 0.001	1983–1996	-1.488	< 0.001
		–	–	–	–	–	–	–	–	–	1996–2017	2.082	< 0.001
	Southeast. Capitals	1980–1984	1.814	0.001	1980–1997	2.261	< 0.001	1980–1989	-0.038	0.913	1980–2017	-2.875	< 0.001
		1984–1996	-0.374	0.003	1997–2017	-2.056	< 0.001	1989–1997	2.897	< 0.001	–	–	–
		1996–2017	-2.714	< 0.001	–	–	–	1997–2017	0.628	< 0.001	–	–	–
	Southeast. interior*	1980–1994	0.981	< 0.001	1980–1988	0.199	0.485	1980–1987	-0.674	0.004	1980–2017	-3.048	< 0.001
		1994–2017	-1.102	< 0.001	1988–1997	3.870	< 0.001	1987–2017	2.075	< 0.001	–	–	–
		–	–	–	1997–2004	0.575	0.029	–	–	–	–	–	–
		–	–	–	2004–2017	-0.933	< 0.001	–	–	–	–	–	–
	South. Capitals	1980–1992	0.111	0.652	1980–1997	1.800	< 0.001	1980–1995	1.085	0.003	1980–2017	-2.766	< 0.001
		1992–2017	-2.318	< 0.001	1997–2017	-1.848	< 0.001	1995–2002	3.107	< 0.001	–	–	–
		–	–	–	–	–	–	2002–2017	-0.344	0.337	–	–	–
	South. interior*	1980–1993	1.669	< 0.001	1980–1990	0.733	0.002	1980–1985	-1.965	0.017	1980–2017	-2.594	< 0.001
		1993–2017	-1.173	< 0.001	1990–1998	3.590	< 0.001	1985–2017	1.525	< 0.001	–	–	–
		–	–	–	1998–2007	0.481	0.033	–	–	–	–	–	–
		–	–	–	2007–2017	-1.851	< 0.001	–	–	–	–	–	–
	Midwest. Capitals	1980–1995	0.507	0.064	1980–1990	-0.995	0.192	1980–1984	-5.501	0.014	1980–2017	-2.395	< 0.001
		1995–2017	-0.996	< 0.001	1990–1997	4.911	< 0.001	1984–2017	2.823	< 0.001	–	–	–
		–	–	–	1997–2017	-1.098	< 0.001	–	–	–	–	–	–
	Midwest. interior*	1980–1987	8.511	< 0.001	1980–1999	3.591	< 0.001	1980–1985	12.669	< 0.001	1980–1986	4.715	< 0.001
		1987–1996	1.614	0.006	1999–2017	1.620	< 0.001	1985–1992	-2.055	0.025	1986–2017	-2.426	< 0.001
		1996–2017	0.785	0.002	–	–	–	1992–2017	3.845	< 0.001	–	–	–
Women	Brazil	1980–1995	1.192	< 0.001	1980–2017	2.047	< 0.001	1980–1989	-0.831	< 0.001	1980–2017	-1.353	< 0.001
		1995–2004	-0.368	< 0.001	–	–	–	1989–2017	1.293	< 0.001	–	–	–
		2004–2017	1.016	< 0.001	–	–	–	–	–	–	–	–	–
	North. Capitals	1980–2005	0.731	0.010	1980–2001	2.600	< 0.001	1980–2003	-0.217	0.620	1980–2017	-1.596	< 0.001
		2005–2017	2.898	< 0.001	2001–2009	-1.738	0.066	2003–2017	2.753	< 0.001	–	–	–
		–	–	–	2009–2017	2.284	0.076	–	–	–	–	–	–
	North. interior*	1980–1998	2.876	< 0.001	1980–2017	5.002	< 0.001	1980–2000	-0.798	0.244	1980–1986	6.768	< 0.001
		1998–2017	4.855	< 0.001	–	–	–	2000–2017	6.428	< 0.001	1986–2002	-0.526	0.282
		–	–	–	–	–	–	–	–	–	2002–2017	3.209	< 0.001
	Northeast. capitals	1980–1984	-2.215	0.001	1980–2017	2.431	< 0.001	1980–1987	-3.286	< 0.001	1980–2007	-3.366	< 0.001
		1984–1993	1.434	< 0.001	–	–	–	1987–2008	0.359	0.021	2007–2017	-1.367	0.002
		1993–2003	-1.610	< 0.001	–	–	–	2008–2017	4.234	< 0.001	–	–	–
		2003–2017	1.715	< 0.001	–	–	–	–	–	–	–	–	–
	Northeast. interior*	1980–1999	2.005	< 0.001	1980–1993	2.438	< 0.001	1980–1999	-0.250	0.446	1980–1994	-0.469	0.026
		1999–2017	4.404	< 0.001	1993–2017	5.701	< 0.001	1999–2017	5.492	< 0.001	1994–2006	2.218	< 0.001
		–	–	–	–	–	–	–	–	–	2006–2017	-0.432	0.133
	Southeast. Capitals	1980–1996	0.743	< 0.001	1980–2007	1.491	< 0.001	1980–1989	-1.107	0.001	1980–2017	-2.051	< 0.001
		1996–2017	-1.189	< 0.001	2007–2017	0.733	0.020	1989–1997	2.578	< 0.001	–	–	–
		–	–	–	–	–	–	1997–2017	0.152	0.192	–	–	–
	Southeast. interior*	1980–1996	1.437	< 0.001	1980–2017	1.538	< 0.001	1980–1987	-0.955	0.004	1980–2017	-2.072	< 0.001
		1996–2007	-0.489	< 0.001	–	–	–	1987–2017	1.214	< 0.001	–	–	–
		2007–2017	0.986	< 0.001	–	–	–	–	–	–	–	–	–
	South. Capitals	1980–1990	2.031	< 0.001	1980–1997	2.621	< 0.001	1980–1983	-6.830	0.010	1980–1997	-1.449	0.001
		1990–2017	-1.223	< 0.001	1997–2017	0.780	< 0.001	1983–2007	0.621	0.004	1997–2017	-3.703	< 0.001
		–	–	–	–	–	–	2007–2017	-1.487	0.015	–	–	–
	South. interior*	1980–1993	1.786	< 0.001	1980–1994	3.166	< 0.001	1980–1985	-1.971	0.004	1980–1991	0.034	0.961
		1993–2006	-0.179	0.253	1994–2003	0.553	0.048	1985–2017	0.737	< 0.001	1991–2017	-2.306	< 0.001
		2006–2017	1.149	< 0.001	2003–2017	2.092	< 0.001	–	–	–	–	–	–
	Midwest. Capitals	1980–1997	1.351	< 0.001	1980–1992	1.321	0.046	1980–1985	-3.553	0.028	1980–2017	-3.158	< 0.001
		1997–2007	-1.262	0.007	1992–2017	0.909	0.001	1985–2009	2.212	< 0.001	–	–	–
		2007–2017	2.049	< 0.001	–	–	–	2009–2017	-0.096	0.916	–	–	–
	Midwest. Capitals	1980–2017	2.578	< 0.001	1980–1995	4.544	< 0.001	1980–1984	17.581	< 0.001	1980–1985	4.360	0.038
		–	–	–	1995–2017	1.276	< 0.001	1984–1991	-5.185	< 0.001	1985–2017	-1.524	< 0.001
		–	–	–	–	–	–	1991–2017	3.631	< 0.001	–	–	–

APC: annual percentage change in standardized mortality rates.

Interior refers to municipalities outside the federal capitals.

The cancers that showed the greatest decline in mortality were stomach and cervix. Markedly, stomach cancer in men declined in all regions throughout the period, with the exception of the northern region, where a tendency to increase was seen in the Capitals after 2010 and in the interior from 2001, and in the interior of the Northeast region between 1996 and 2017, as shown by the APC in the period.

Among women, stomach cancer represented the seventh most frequent type of cancer in 2017 and, although the rates were much lower than those of men, the same decline occurred throughout the period, with the exception of the interior of the northern region, where there was an increase in the trend from 1980 to 1987, a fall from 1987 to 2001 and a resumption of growth from 2001 to 2017. Among residents of the interior of the Northeast region, there was a fall from 1980 to 1991 and an increase from 1991 to 2007, followed by stability thereafter (data not presented).

Cervical cancer, which was the second most frequent among female deaths in 1980, rose to fourth place at the end of the period. Although rates in the Capitals were higher, they were descending in all regions. It is noteworthy that, in general, there was no difference in the magnitude and trend of rates of this type of cancer among residents of the Capitals or the interior of the Southeast and South regions. The APC analysis indicated a fall both in the Capitals and in the interior of all regions, except in the interior of the North region between 2002 and 2017 and in the interior of the Northeast region between 1994 and 2006. In the interior of the Northeast region, however, as of since 2006 rates became stable, which did not happen for residents outside the Capitals in the North region.

Lung cancer had a different behavior according to sex and between the macro-regions and within them. Among men in the Capitals, rates began to fall from 1984 in the Southeast region, 1992 in the South Region, and 1995 in the Midwest region. Within the South-East and South regions, rates declined from 1994 and 1993, respectively. In the capitals of the North and Northeast regions, there was an unsustainable fall and a marked increase in the interior, especially from 2011 to 2017 in the North, and from 1994 to 2017 in the Northeast. In the Midwest region, the rates decreased in the Capitals between 1995 and 2017 and increased in the interior, but with intensity tending to decrease. Among women, there was a generalized tendency to increased mortality from lung cancer throughout the period, with the highest rates observed in the Southern region and the greatest increase in the temporal trend within the northern region throughout the series and within the Northeast region between 1993 and 2017.

Breast cancer in the southern region showed an increase in the Capitals until 1990, and after that a fall until 2017, which did not occur in the interior. In the Capitals of the Southeast region, there was a decline from 1996, while in the interior the fall that occurred between 1996 and 2007 did not continue afterwards. In the North and Northeast regions there was a tendency to increase, especially high in the interior.

Prostate cancer rates have always been higher in the Capitals than in the interior, especially in the North, Northeast and Midwest regions. The largest increases were observed in the interior of the northern regions between 2004 and 2017 and Northeast between 1993 and 2017. In the interior of the Midwest region, there was also a growing trend throughout the period. In the Capitals, between 1997 and 2017, rates declined in the Southeast, South and Midwest regions. Later, declining rates were observed in the interior of the Southeast region between 2004 and 2017, and the South region between 2007 and 2017.

Colorectal cancer was ranked sixth among men and fourth among women throughout the country at the beginning of the period and began to occupy the fourth position among men and third among women at the end. The highest rates were observed in the Southeast and South regions, both for men and women. Among men, from 1999, it was possible to notice an increasing trend in the North region, and from 2000 in the Northeast region, both in capitals and in the interior. In the Midwest region, there was an increase in the Capitals between 1984 and 2017 and in the interior between 1992 and 2017. An increasing trend was also observed in the Southeast and South regions, with the exception of residents of the capitals of the southern region, which from 2002 to 2017 showed rate stability.

Among women, there was also a tendency to increased mortality from colorectal cancer, both in the Capitals and in the interior of all regions, with the exception of the Capitals of the Southeast region, where rates remained stable between 1997 and 2017, and of the Midwest region, with stability between 2009 and 2017. Only in the capitals of the southern region there was a fall from 2007 to 2017.

It is noteworthy that the largest increases in the last two decades have been seen in the interior of the North and Northeast regions, both in men and women. In the interior of the northern region, it occurred for men between 1999 and 2017 (APC = 7.83; p < 0.001) and in the Northeast region, between 2000 and 2017 (APC = 6.96; p < 0.001). For women, the increase in the interior of the northern region occurred between 2000 and 2017 (APC = 6.42; p < 0.001) and in the interior of the Northeast region, between 1999 and 2017 (APC = 5.49; p < 0.001).

DISCUSSION

Cancer mortality in Brazil for both sexes at the end of the study period (90.2/100,000 inhabitants) was similar to that of high-income countries (USA: 91.0/100,000, Canada: 92.8/100,000, United Kingdom: 102.6/100,000, Japan: 85.2/100,000). The most frequent types of cancer among deaths in the country, with the exception of cervical cancer, are also the most frequent in these countries (lung, breast, prostate, colorectal). The temporal trend of almost 40 years observed in the country as a whole for all cancers was not constant, with a fall in men between 1980 and 1990, followed by an increase between 1990 and 1999 that continued less pronounced until 2017. Among women there was a slight fall between 1980 and 1989, followed by an increase until 1996 and a fall until 2004, when rates rose again.

Data from other countries, mostly developed, point to the marked decrease in cancer mortality achieved in the last two decades,, attributed to preventive interventions, introduction of screening and, especially, to advances in diagnostic and therapeutic procedures. However, advances in medicine are not always accessible to all individuals, especially in contexts of socioeconomic inequalities.

The greatest fall detected in the study period occurred for stomach cancer in all regions, with the exception of the orthern region as a whole and the interior of the Northeast region. The decline, already reported in previous studies, can be explained by a lower exposure to known carrcinogenic factors such as salty food intake and better food preservation. However, there is a need to better understand the increase observed among residents of the northern Region and municipalities outside the Capitals in the Northeast regions.

Cervical cancer declined in all regions, but not among women in the interior of the northern region, where rates in 2017 are three times more frequent than in the Southeast region. Some effect of screening based on Pap smear, introduced throughout the country from 1992, was able to reverse, in part, the trend of rate growth, but there are still women without access to screening in the interior of the North and Northeast regions, a fact reported previously with data until 2011.

The inverse correlation between the Human Development Index (HDI) and national estimates of cervical cancer is well reported in the literature. The U.S. cervical cancer mortality ratio among poorer and wealthier localities reached 2 between 2012 and 2016. Several indicators can exemplify the inequality in mortality from this type of cancer among Brazilian regions, for example, the number of potential years of healthy life lost at 60 years of age is twice as high in the North region compared to the Southeast region.

The South region has the highest municipal Human Development Index (HDI) in the country (0.766), while the North and Northeast regions, despite having had more accelerated growth between 2000 and 2010, have the lowest. Although there was an improvement in health indicators in Brazil between 1990 and 2016, the burden of disease remains higher in the states of the North and Northeast regions compared to the Southeast and South.

The experience of high-income countries, such as those in North America, part of Europe and Japan, is an example that investment in effective screening programs has made cervical cancer a rare disease. Secondary prevention with the use of oncotic cytology, however, presupposes the structured operation of a care network with laboratory quality. Added to this, the effect of the human papillomavirus (HPV) vaccine will have long-term effects and does not replace screening for the disease. In this sense, the introduction of the HPV detection test can accelerate the effectiveness of screening, and should be an option to consider in countries such as Brazil, which still has high rates of the disease.

Demographic changes in Brazil, with progressive population aging, increased life expectancy and reduced fertility, added to the increase in obesity, have as a consequence an increase in the incidence of breast cancer. Although the incidence of breast cancer in Brazil is lower than in the USA and other European countries, mortality from this cancer is higher in all age groups, as a consequence of the high prevalence of cases diagnosed in advanced stage. However, even with a tendency to increase the incidence, mortality rates declined in the capitals of the southern region from 1990 to 2017, and Southeast from 1996 to 2017, which may be an effect of better access to diagnosis and treatment of women living in these capitals.

This same trend of decrease in the more developed regions of Brazil happens in relation to prostate cancer, for which there is a decline among residents in the capitals since 1997 and later among those of the interior. This trend may be related to the possibilities of specialized services offer for the treatment of early diagnosed cases.

The increase in the incidence of prostate cancer in developed countries seems to be related to the increase in access to health services, as well as to the increase in the registration of cases. An independent increase in the adoption of the routine prostate-specific antigen (PSA) detection test was observed, suggesting the interference of the western lifestyle, which leads to increased obesity and physical inactivity Although it is unclear why mortality rates have been falling in most Western countries, this fall has been attributed to early detection and improvement in treatment. The introduction of PSA test may have influenced early detection and thus reduced mortality. However, overscreening, which can lead to undesirable effects of treatment, contradicts the use of this test as a screening program. The fact that the highest APC of prostate cancer mortality rates have been observed in the North and Northeast regions may suggest that there is a rapid absorption of the sedentary lifestyle coexisting with a low capacity to offer specialized services for diagnosis and treatment.

Lung cancer was declining among men from the Southeast and South regions and in residents of the Capitals of the Midwest region. This, however, was not observed among women, for whom, in a generalized way, the rates were ascending in the period studied. In this case, because it is a cancer with still high lethality, the decrease in mortality occurs as a function of the decrease in incidence. The increased mortality from lung cancer among women has already been identified in studies in previous periods,.

The prevalence of smokers in Brazil decreased by 19% between 2008 and 2013, with a decline in all regions, in urban and rural areas, and in most states. There was a drop in all educational levels, but the highest prevalence was seen among blacks and mixed-race. Smoking in Brazil is one of the lowest in the world and this may have a positive impact in the future, provided that control, regulation and prevention policies are maintained and strengthened. Although the reduction in the prevalence of smokers occurred similarly in both sexes, it should be considered that the introduction of smoking among women occurred later; therefore, the increase in the occurrence of lung cancer still reflects this condition.

Colorectal cancer, the third and fourth most frequent among women and men, respectively, shows an evolutionary pattern that deserves attention. Although rates in the Southeast and South regions are higher among men, they are three times higher than in the North.

The occurrence of colorectal cancer shows different patterns between countries. In several countries in Eastern Europe, Latin America and Asia, there was an upward trend in incidence and mortality. In Canada, European countries and Singapore, the incidence continues to increase, while there is a decline in mortality. In the group restricted to high HDI countries, there is a downward trend in both incidence and mortality.

It is noteworthy that, in the North and Northeast regions, the trends in mortality from colorectal cancer increased more significantly in the interior, but there was no difference in magnitude between sexes. This may be an indication that the increase in obesity and sedentary lifestyle, classic risk factors for this type of tumors, is occurring widely in the country. This increase may be a consequence of a real increase in the incidence, which, together with the lack of access to specialized diagnosis and treatment, may have an effect on mortality. Large differences in access to health services are seen between regions in Brazil, with a higher proportion of medical appointments in the South and Southeast, among people with better living conditions and in regions with higher HDI.

The main limitation of this study stems from the quality of information on deaths in the country. Due to the great discrepancy in terms of completeness of information on the underlying cause of death, especially in the North and Northeast regions in the first two decades of the study period,, correction of ill-defined deaths and those registered as uterine cancer without other specification. Thus, all deaths registered as undefined underlying cause were distributed, which are classified in Chapter 16 of ICD – 9 from 1979 to 1995 and in the corresponding chapter of ICD-10 (18) from 1996.

Some previous studies,, follow the methodology proposed by the study Global Burden of Disease (GBD), which redistributes recorded deaths among causes considered as garbage codes. In this set of codes, in addition to the deaths recorded in chapters 16 of ICD-9 and 18 of ICD-10, other ill-defined causes and incomplete diagnoses from other chapters are included. In this study, we chose not to include the other nonspecific codes outside chapters 16 of ICD-9 and 18 of ICD – 10 due to the absence of studies that validate the contribution of redistribution of deaths recorded in the other nonspecific codes among specific types of cancer. This option may have slightly underestimated the magnitude of the rates but did not detract from the comparison between regions in the period.

Previous studies that showed the trend of cancer in Brazil, with methodology applying correction of death data, included shorter periods than presented here: 1980-2006, 1990-2015 and 1996-2016. In the case of cancer, it is important to understand the evolution of incidence and mortality for a longer period, as it was possible to show with data from SIM since 1978. To optimize the correction of death data, it was disaggregated according to place of residence, age group, sex and calendar year. For this reason, the trends presented here differ from those that do not correct the SIM data but are closer to detecting the directions and trend changes in cancer mortality. It should be emphasized that, in the two ICD classifications, the codes for the total number of malignant neoplasms and for the specific types selected, as well as the codes referring to the ill-defined root cause, are fully corresponding, which allowed to analyze the trend throughout the period with certainty that the use of the two versions did not introduce classification bias.

Another aspect to be considered is the coverage of the death record. Although it has improved significantly in the country over these four decades, under-registration still exists in certain areas, especially in the states of the North and Northeast regions,. Since this study analyzed data from 1978 to 2017, it was decided not to perform the correction of the under-registration because no studies were found that evaluate the coverage of SIM from 2013 onwards. This option may have partially underestimated the rates calculated for the North and Northeast regions. However, since the main types of cancer occur from adulthood, and considering that most of the under-registration occurs in the age group up to one year of age, the underestimation due to under-registration should not have been so high.

As for the application of linear regression by parts to evaluate the trend in time, it should be considered that, if the time interval is too small, trajectory changes may not present statistical significance due to the reduced number of points. However, this did not occur because, in the case of a long study period, the APC that were calculated covered periods of at least four years. In addition, the results of this study considered only those intervals that reached statistical significance. It should also be noticed that the number of deaths in each unit of analysis was not small, considering that the data were disaggregated to the level of the Capitals and the interior of each large region, which decreased the possibility of instability in the estimation of rates and of high heterogeneity in their distribution, that is, lower variance.

Another limitation of linear models for trend analysis is the possibility of residual autocorrelation. In this work, the models diagnosed with autocorrelation in residues were re-estimated via generalized least squares with a first-order autoregressive correlation structure-AR(1). No higher order correlation structures were identified. Therefore, when existing, autocorrelation was adequately treated in the model.

It is worth emphasizing that, at the same time as the reduction of some cancers related to poverty is observed, there is a real increase in new cases of cancer associated with factors arising from reproductive and hormonal history and diet. Thus, for example, the time crossing point between cervical and breast cancer incidence curves is a typical indicator of cancer transition patterns in middle- and low-income countries.

It was seen that, in the Southeast and South regions, this intersection between mortality from breast cancer and cervical cancer occurred before the 1980s among women living in the Capitals. Already in these same regions, for residents in the interior, this transition occurred later. Intermediate situations occurred in the Northeast and Midwest regions, where the crossing point of mortality between these two types of cancer in the Capitals occurred in 1992 and 1993, respectively. In the interior, however, it occurred only in 2008 in the Northeast region and in 2007 in the Midwest region. The most extreme situation is seen in the northern region, where this transition has not yet occurred either in the Capitals or in the interior, indicating a picture found in poor countries.

In the same logic, among men, the crossing points of mortality curves for colorectal cancer, which is positively associated with HDI, and stomach cancer, which is known to be related to poverty, can be identified. It was in the capitals of the southern region that this crossing took place first; in 1998, the death rates from colorectal cancer exceeded those of stomach. In the same region, for those who live in the interior, this only happened in 2016. In the Southeast region this transition occurred in 2007 in the Capitals and only in 2016 in the interior. In the Midwest and Northeast regions, only in the Capitals the mortality rates from colorectal cancer in men exceeded those of stomach (2014 and 2017, respectively). The pattern of greater need was seen in the northern region, where stomach cancer rates are higher than those of colorectal cancer, both in the Capitals and in the interior.

Some results require a careful examination to understand the mechanisms involved both in relation to the accuracy of death information and in the quality of health care. The marked growth of prostate, colorectal and breast cancers within the North and Northeast regions deserves detailed investigation. One hypothesis would be an improvement in the diagnostic capacity, but with a high proportion of cases detected in late stages. The hypothesis of improvement of the information on the underlying cause cannot also be ruled out, even considering that the correction was performed with redistribution of ill-classified deaths. It is possible that in these regions the correction was not enough to approach the actual weight of the occurrence of these tumors. Emphasis should also be given to the widespread growth of lung cancer in women, which was highly expressive in the interior of the North and Northeast regions.

Finally, the increase in rates for all cancers in recent years, particularly in the northern and northeastern regions, is worrying. This may mean a real increase in the incidence due to greater exposure to risk factors related to a sedentary lifestyle, but, in the case of mortality, the difficulties of access, especially to early detection and treatment of tumors of good prognosis such as breast and prostate, can lead to an increase in mortality.

Brazil is a country in economic transition and, during these four decades, has undergone several demographic, social and political modifications, which interfere in the trend of specific types of cancer, configuring a specific transition pattern that assumes its own characteristics with important regional contrasts. The declines in mortality, birth and fertility levels observed since 1950 indicate that several changes have not occurred uniformly and simultaneously, but markedly shaped by socioeconomic inequality between and within regions. In the Southeast, South and Central-West regions, this process was more accelerated, while in the North and Northeast, mortality and fertility levels were higher, with younger age structures .

Since the creation of the Unified Health System, incorporated into the Federal Constitution in 1988, there has been a great expansion of public services, with a significant improvement in health equity, but not enough to reduce extreme inequalities throughout the country. In recent years, due to successive economic and political crises, some social indicators are already beginning to point to setbacks, and a scenario of uncertainty is configured for the coming years. A recent study, for example, concluded that the increase in unemployment in the country between 2012 and 2017 led to an excess of 30,000 deaths, mainly from cancer and cardiovascular diseases. Demographic changes, socioeconomic inequalities and political crises that have followed in the country over four decades may partly explain the decrease in mortality in the Southeast and South regions and the increase among residents of municipalities outside the Capitals, especially in the North and Northeast regions.

The results found reflect the existence of distinct patterns of magnitude and trend of specific types of cancer that are sometimes contrasting and may reflect processes of illness and death with particular dynamics between the large regions of the country and between residents of capitals and other municipalities. While for residents of the capitals of the more developed regions there is a tendency to decreased mortality, in the poorest regions the significant increases, especially in the interior, make clear a profile of extreme inequity in health.

INTRODUÇÃO

O câncer é atualmente a segunda causa de adoecimento e morte no mundo, havendo grande variação na incidência e na mortalidade entre países em função do nível socioeconômico e da exposição a fatores de risco relativos a condições sociais e ao estilo de vida. A ocorrência de câncer no mundo tem aumentado independentemente do crescimento demográfico; em 2012 foram estimados 14,1 milhões de casos novos e 8,2 milhões de óbitos, sendo esperado, para os próximos 20 anos, um crescimento mais expressivo na incidência mundial da doença. Em países desenvolvidos, apesar de ainda haver aumento na incidência para alguns tipos de câncer, a mortalidade tem mostrado queda importante nas últimas duas décadas.

A análise das tendências atuais de câncer indica que as transições econômicas e sociais em curso, em vários países de média e baixa renda, estão relacionadas ao aumento da exposição a fatores de risco reprodutivos e hormonais e a mudanças nos padrões alimentares. O monitoramento da magnitude da incidência e da mortalidade por câncer em uma população é elemento fundamental para a definição de prioridades e ações direcionadas ao seu controle, bem como para a avaliação da eficácia das intervenções instituídas.

No Brasil, a mortalidade por câncer no início da década de 1980 ainda apresentava um padrão típico de países de média e baixa renda, com taxas expressivas de cânceres de colo do útero e estômago. Uma transição, entretanto, já se delineava, com aumento dos tipos associados às melhores condições socioeconômicas (mama, próstata e colorretal) marcado por padrões diferenciados entre as macrorregiões do país e entre moradores das capitais e demais municípios.

Embora tenham sido relatadas as tendências do câncer no Brasil e unidades federativas (UF) entre 1990 e 2015, as diferenças existentes em relação ao local de residência, comparando-se os dados de habitantes das capitais com aqueles do interior nas cinco grandes regiões do país, ainda não foram exploradas em séries mais longas. Conhecer a evolução do câncer em função das mudanças que vêm ocorrendo nos padrões específicos de risco e nas possibilidades de acesso ao tratamento é fundamental para o aprimoramento de políticas regionalizadas de controle.

Além disso, deve ser considerado que o Sistema de Informação sobre Mortalidade (SIM) foi implementado no Brasil pelo Ministério da Saúde (MS) no final da década de 1970, tendo a declaração de óbito como documento-fonte. Desde então, o MS trabalha para aprimorar sua completitude e cobertura. A série de dados consolidados disponível pelo SIM até 2017 permite a construção de séries históricas ampliadas, o que é aconselhável para o monitoramento dos diversos tipos de câncer.

Este estudo tem como objetivo descrever a tendência de quatro décadas (1978–2017) da mortalidade do conjunto de cânceres e dos tipos mais frequentes entre homens e mulheres residentes nas capitais e demais municípios das macrorregiões do Brasil.

MÉTODOS

Trata-se de estudo de séries temporais que teve como fonte os dados do SIM referentes aos anos entre 1978 e 2017. Para o ano de 1978 foi utilizada a oitava codificação do Manual da Classificação Estatística Internacional de Doenças Lesões e Causas de Óbito (CID-8), entre 1979 e 1995 a nona (CID-9), e entre 1996 e 2017 a décima (CID-10).

Os denominadores populacionais foram os dos censos do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE) para os anos de 1980, 1991, 2000 e 2010. Para os anos intercensitários, foi feita interpolação linear. Para o período posterior (2011 a 2017), as projeções populacionais foram extrapoladas também linearmente, com desagregação por sexo, faixa etária e local de residência (UF e capitais) com base no período anterior.

Em homens os principais foram: pulmão (CID-9: 162; CID-10: C33-34), próstata (CID9: 185; CID10: C61), estômago (CID9: 151; CID10: C16), colorretal (CID-9: 153-154.1; CID-10: C18-20), e em mulheres foram: mama (CID-9: 170; CID-10: C50), pulmão (CID-9: 162; CID-10: C33-34), colorretal (CID-9: 153-154.1; CID-10: C18-20) e colo do útero (CID-9: 180; CID-10: C54). Foram excluídos os óbitos que tiveram informação ignorada para sexo, idade e município de residência. Como para o ano de 1978 foi calculada apenas a mortalidade proporcional por câncer, foram considerados os códigos CID referentes ao conjunto de cânceres (CID-8: 140-209) e o capítulo referente às causas maldefinidas (CID-8: cap. XVI).

A correção da informação sobre a causa básica de óbito foi feita seguindo metodologia proposta por Mathers et al. e a adaptação feita por Girianelli et al.. Essa adaptação, que consiste em redistribuir proporcionalmente 50% dos óbitos com causa básica classificada como maldefinida (CID-8: cap. XVI, CID-9: 780-799; CID-10: R00-R99), é necessária porque o câncer é menos encontrado entre os óbitos maldefinidos do que entre os bem-definidos. Dessa forma, os fatores de correção foram calculados para cada faixa etária (0–4, 5–14, 15–19, 20–29, 30–49, 50–59, 60–69, 70–79 e 80 anos ou mais), ano-calendário, sexo e local de residência (capitais e demais municípios) das cinco macrorregiões do país. Para os óbitos registrados como câncer do colo do útero, foi feita correção adicional com redistribuição de todos os óbitos classificados como neoplasia maligna do útero sem outra especificação (CID-9: 179; CID-10: C55), mantendo a proporção registrada como óbitos por câncer de colo e de corpo do útero.

Com dados corrigidos, calculou-se a mortalidade proporcional por câncer para o Brasil. Como os dados de 1978 não contemplavam todas as regiões, a série de mortalidade proporcional para as macrorregiões foi iniciada em 1979.

Em seguida, foram calculadas as taxas de mortalidade por câncer brutas e padronizadas por idade (0–4, 5–14,15–19, 20–29, 30–49, 50–59, 60–69, 70–79 e 80 anos ou mais) e para cada sexo pelo método direto, tomando-se como população padrão a população mundial proposta por Segi para o período de 1980 a 2017. Essas taxas foram calculadas de forma desagregada por macrorregiões, capitais e demais municípios (interior).

Para estimar a tendência, foi utilizado modelo de regressão linear. Para séries com quebras estruturais, a variável tempo foi introduzida no modelo por meio de spline linear por partes, com pontos de quebra nos anos em que a tendência mudou sua trajetória. A identificação dos pontos de quebra foi visual e foram usadas splines cúbicas com 10 graus de liberdade para realçar os pontos de inflexão da curva, permitindo definir pontos de quebra em instantes específicos do tempo e a respectiva tendência em cada intervalo, ajustando-se por um segmento de reta contínuo entre os pontos. Optou-se por essa abordagem por se tratar de séries temporais com tendências que variam no tempo de forma não regular, o que torna inadequado um modelo linear para tendência global para todo o período.

Os modelos foram avaliados via resíduos para verificar se os pressupostos usuais foram atendidos, em particular a existência de autocorrelação residual por meio das funções de autocorrelação (FAC) e autocorrelação parcial (FACP). Os modelos que apresentaram autocorrelação nos resíduos significativa ou com valor absoluto maior que 0,5 foram reestimados usando mínimos quadrados generalizados com um modelo autorregressivo de primeira ordem AR(1) para modelar a autocorrelação e corrigir a variância dos estimadores dos coeficientes. Foi utilizada a função “gls” com estimação por máxima verossimilhança restrita (REML) do pacote “nlme”.

O coeficiente do termo referente a cada segmento expressa o logaritmo da tendência naquele intervalo. Assim, foram calculadas as variações percentuais anuais (annual percent change – APC) das taxas de mortalidade pela fórmula e respectivos valores de p.

Para a interpretação das tendências, a não significância estatística (p-valor acima de 0,05) foi utilizada como critério para caracterizar uma APC como estável. A APC estatisticamente significante, quando positiva, indicou tendência crescente e, quando negativa, decrescente. As análises foram realizadas no Programa R, versão 3.4.1.

RESULTADOS

A mortalidade proporcional por câncer aumentou de 1978 a 2017 em homens, de 8,3% para 16,2%, e em mulheres, de 9,1% para 18,3%. A partir de 1979, foi possível obter dados para as regiões e observou-se que a menor proporção foi entre homens da região Nordeste em 1979 (5,4%) e a maior entre mulheres da região Sul em 2017 (21,6%) (Figura 1).

Figura 1

Mortalidade proporcional por câncer, todos os tipos, em homens e mulheres no Brasil e macrorregiões, 1978 a 2017.

As taxas de mortalidade para o conjunto de cânceres ajustadas por idade mostraram padrões de magnitude diferentes entre as regiões do país para ambos os sexos ou entre homens e mulheres em separado (Figura 1) e a tendência não foi constante. Oscilações foram detectadas nesse período de 38 anos. Entre homens (1999–2017) houve leve aumento (APC = 0,14; p < 0,001); entre as mulheres (2004–2017) o aumento foi maior (APC = 0,44; p < 0,001) (Tabela 1).

Tabela 1

Variação percentual anual das taxas de mortalidade padronizadas para o conjunto de cânceres entre homens e mulheres residentes nas capitais e no interior do Brasil e macrorregiões, 1980 a 2017.

Área geográfica	Ambos os sexos			Homens			Mulheres
	Período	APC	p	Período	APC	p	Período	APC	p
Brasil	1980–1990	-0,247	< 0,001	1980–1990	-0,136	0,007	1980–1989	-0,354	< 0,001
	1990–1997	0,504	< 0,001	1990–1999	0,415	< 0,001	1989–1996	0,530	< 0,001
	1997–2003	-0,175	0,001	1999–2017	0,142	< 0,001	1996–2004	-0,217	< 0,001
	2003–2017	0,241	< 0,001	–	–	–	2004–2017	0,443	< 0,001
Brasil, capitais	1980–1990	-0,628	< 0,001	1980–1990	-0,581	< 0,001	1980–1989	-0,783	< 0,001
	1990–1997	0,520	< 0,001	1990–1997	0,619	< 0,001	1989–1996	0,624	< 0,001
	1997–2005	-1,535	< 0,001	1997–2005	-1,511	< 0,001	1996–2004	-1,487	< 0,001
	2005–2017	-0,460	< 0,001	2005–2017	-0,671	< 0,001	2004–2017	-0,241	< 0,001
Brasil, interior*	1980–1990	-0,051	0,195	1980–1990	0,026	0,643	1980–1990	-0,072	0,195
	1990–2017	0,536	< 0,001	1990–2017	0,582	< 0,001	1990–2017	0,584	< 0,001
Norte	1980–1991	-0,499	0,002	1980–1991	-1,027	< 0,001	1980–1991	-0,053	0,747
	1991–2009	0,905	< 0,001	1991–2009	1,020	< 0,001	1991–2009	0,812	< 0,001
	2009–2017	3,050	< 0,001	2009–2017	3,547	< 0,001	2009–2017	2,676	< 0,001
Norte, capitais	1980–1991	-0,713	0,003	1980–1991	-1,073	< 0,001	1980–1991	-0,491	0,034
	1991–1999	0,688	0,017	1991–2000	0,512	0,109	1991–1998	0,996	0,002
	1999–2008	-1,495	< 0,001	2000–2009	-1,510	< 0,001	1998–2008	-1,370	< 0,001
	2008–2017	1,493	< 0,001	2009–2017	2,225	< 0,001	2008–2017	1,461	< 0,001
Norte, interior*	1980–1991	2,035	< 0,001	1980–1991	1,139	< 0,001	1980–1991	3,099	< 0,001
	1991–1999	0,565	0,052	1991–2000	0,986	0,001	1991–1998	0,019	0,963
	1999–2017	3,636	< 0,001	2000–2017	3,897	< 0,001	1998–2017	3,442	< 0,001
Nordeste	1980–1993	0,935	0,086	1980–1996	1,264	0,053	1980–1993	0,231	0,062
	1993–2017	2,323	< 0,001	1996–2017	2,989	< 0,001	1993–2017	2,091	< 0,001
Nordeste, capitais	1980–1986	-0,566	0,038	1980–1995	0,546	< 0,001	1980–1986	-1,580	< 0,001
	1986–1995	0,425	0,002	1995–2009	-0,434	< 0,001	1986–1993	0,667	0,001
	1995–2009	-0,729	< 0,001	2009–2017	1,894	< 0,001	1993–2008	-0,933	< 0,001
	2009–2017	1,455	< 0,001	–	–	–	2008–2017	1,200	< 0,001
Nordeste, interior*	1980–1983	7,238	< 0,001	1980–1995	1,350	0,149	1980–1993	1,159	0,182
	1983–1995	0,044	0,959	1995–2017	3,796	< 0,001	1993–2017	3,050	< 0,001
	1995–2017	3,346	< 0,001	–	–	–	–	–	–
Sudeste	1980–1989	-0,809	< 0,001	1980–1990	-0,532	< 0,001	1980–1988	-0,844	< 0,001
	1989–1996	0,418	0,047	1990–1997	0,473	< 0,001	1988–1996	0,401	< 0,001
	1996–2017	-0,664	< 0,001	1997–2017	-0,789	< 0,001	1996–2005	-1,046	< 0,001
	–	–	–	–	–	–	2005–2017	-0,054	0,248
Sudeste, capitais	1980–1989	-0,943	< 0,001	1980–1990	-0,614	< 0,001	1980–1988	-0,937	< 0,001
	1989–1996	0,615	0,030	1990–1997	0,578	< 0,001	1988–1996	0,568	< 0,001
	1996–2017	-1,213	< 0,001	1997–2017	-1,521	< 0,001	1996–2005	-1,380	< 0,001
	–	–	–	–	–	–	2005–2017	-0,502	< 0,001
Sudeste, interior*	1980–1989	-0,577	< 0,001	1980–1990	-0,441	< 0,001	1980–1987	-0,877	< 0,001
	1989–1996	0,304	0,001	1990–1997	0,543	< 0,001	1987–1996	0,326	< 0,001
	1996–2017	-0,394	< 0,001	1997–2017	-0,471	< 0,001	1996–2007	-0,693	< 0,001
	–	–	–	–	–	–	2007–2017	0,307	< 0,001
Sul	1980–1984	-1,570	< 0,001	1980–1984	-1,028	< 0,001	1980–1984	-1,985	< 0,001
	1984–1993	0,600	< 0,001	1984–1993	0,544	< 0,001	1984–1994	0,707	< 0,001
	1993–2017	-0,555	< 0,001	1993–2010	-0,416	< 0,001	1994–2002	-0,784	< 0,001
	–	–	–	2010–2017	-1,466	< 0,001	2002–2017	-0,217	0,003
Sul, capitais	1980–1998	-0,234	0,007	1980–1998	-0,294	0,005	1980–1984	-1,956	0,014
	1998–2017	-1,305	< 0,001	1998–2017	-1,460	< 0,001	1984–1997	0,221	0,187
	–	–	–	–	–	–	1997–2017	-1,178	< 0,001
Sul, interior*	1980–1984	-1,490	< 0,001	1980–1984	-0,973	< 0,001	1980–1984	-1,885	< 0,001
	1984–1993	0,643	< 0,001	1984–1993	0,637	< 0,001	1984–1994	0,707	< 0,001
	1993–2017	-0,454	< 0,001	1993–2010	-0,329	< 0,001	1994–2006	-0,558	< 0,001
	–	–	–	2010–2017	-1,339	< 0,001	2006–2017	0,095	0,340
Centro-Oeste	1980–1999	0,937	< 0,001	1980–1985	3,155	< 0,001	1980–1999	0,548	< 0,001
	1999–2017	0,166	0,490	1985–2017	0,634	< 0,001	1999–2007	-0,374	0,233
		–	–	–	–	–	2007–2017	0,572	0,076
		–	–	–	–	–	–	–	–
Centro-Oeste, capitais	1980–1991	-1,410	< 0,001	1980–1990	-1,649	< 0,001	1980–2017	-0,587	< 0,001
	1991–1995	2,371	< 0,001	1990–1995	2,727	< 0,001	–	–	–
	1995–2017	-0,699	< 0,001	1995–2017	-0,569	< 0,001	–	–	–
Centro-Oeste, interior*	1980–1989	3,098	0,002	1980–1985	6,358	< 0,001	1980–1999	1,421	0,001
	1989–2017	0,853	0,007	1985–2017	1,004	< 0,001	1999–2017	0,526	0,255

APC: variação percentual anual das taxas de mortalidade padronizadas.

Interior refere-se aos municípios fora das capitais federativas.

Desagregando-se por local de residência, quatro tendências foram vistas para ambos os sexos nas capitais (declinante até 1990, aumento de 1990 a 1997, queda acentuada de 1997 a 2005 e queda de menor intensidade de 2005 a 2017) e apenas duas no interior (estabilidade até 1990 e aumento até 2017). Entre os homens, foi na região Centro-Oeste que se observou a maior queda, a qual aconteceu nas capitais (1980–1991: APC = −1,65; p < 0,001), e o maior aumento, que ocorreu nos demais municípios (1980–1985: APC = 6,36; p < 0,001). Entre mulheres, o maior declínio ocorreu na região Sul, tanto nas capitais quanto no interior, entre 1980 e 1984 (APC = −1,96; p < 0,014 e APC = −1,89; p < 0,001, respectivamente), enquanto o maior crescimento ocorreu entre as residentes do interior da região Norte (1999–2017: APC = 3,44; p < 0,001).

Entre homens, os cânceres de pulmão, próstata, colorretal e estômago corresponderam a 44,9% do total de óbitos por câncer em 1979 e 43,4% em 2017. Entre mulheres, os cânceres de mama, pulmão, colorretal e colo do útero totalizaram 39,0% dos óbitos por câncer em 1979 e 44,4% em 2017. Na Figura 3 são mostradas as tendências especificas para esses tipos de câncer e na Tabela 2, as respectivas APC no período estudado.

Figura 3

Tendência temporal da mortalidade por tipos específicos de câncer entre homens e mulheres residentes nas capitais e no interior* do Brasil e macrorregiões, 1980 a 2017.

Tabela 2

Variação percentual anual das taxas de mortalidade padronizadas para os tipos mais frequentes de câncer entre homens e mulheres residentes nas capitais e no interior do Brasil e macrorregiões, 1980 a 2017.

Sexo	Área	Câncer de pulmão			Câncer de próstata			Câncer colorretal			Câncer de estômago
		Período	APC	p	Período	APC	p	Período	APC	p	Período	APC	p
Homens	Brasil	1980–1994	0,888	< 0,001	1980–1993	1,55	< 0,001	1980–1990	-0,205	0,156	1980–2017	-2,139	< 0,001
		1994–2011	-0,889	< 0,001	1993–1998	4,473	< 0,001	1990–2017	2,111	< 0,001	–	–	–
		2011–2017	-0,027	0,894	1998–2017	0,436	< 0,001	–	–	–	–	–	–
								–	–	–	–	–	–
	Norte, capitais	1980–1996	0,772	0,040	1980–1992	-0,332	0,446	1980–1984	10,390	0,029	1980–2010	-2,473	< 0,001
		1996–2010	-2,664	< 0,001	1992–1999	3,742	< 0,001	1984–1999	-2,645	0,001	2010–2017	2,503	0,018
		2010–2017	1,048	0,329	1999–2007	-2,046	0,001	1999–2017	3,864	< 0,001	–	–	–
		–	–	–	2007–2017	4,003	< 0,001	–	–	–	–	–	–
	Norte, interior*	1980–2011	2,176	< 0,001	1980-2004	2,994	< 0,001	1980-1999	-2,213	0,009	1980–1985	7,593	< 0,001
		2011–2017	5,251	0,001	2004-2017	6,706	< 0,001	1999-2017	7,825	< 0,001	1985–2001	-3,071	< 0,001
		–	–	–	–	–	–	–	–	–	2001–2017	3,677	< 0,001
	Nordeste, capitais	1980–1997	0,986	< 0,001	1980–1996	2,629	< 0,001	1980–2000	-0,715	0,008	1980–1999	-2,517	< 0,001
		1997–2010	-1,153	< 0,001	1996–2010	-1,191	< 0,001	2000–2017	4,342	< 0,001	1999–2017	-1,260	< 0,001
		2010–2017	1,258	0,001	2010–2017	3,420	< 0,001	–	–	–	–	–	–
	Nordeste, interior*	1980–1994	1,436	0,036	1980-1993	2,067	< 0,001	1980-2000	-0,908	0,006	1980–1983	7,546	< 0,001
		1994–2017	3,637	< 0,001	1993-2017	5,095	< 0,001	2000-2017	6,964	< 0,001	1983–1996	-1,488	< 0,001
		–	–	–	–	–	–	–	–	–	1996–2017	2,082	< 0,001
	Sudeste, capitais	1980–1984	1,814	0,001	1980–1997	2,261	< 0,001	1980–1989	-0,038	0,913	1980–2017	-2,875	< 0,001
		1984–1996	-0,374	0,003	1997–2017	-2,056	< 0,001	1989–1997	2,897	< 0,001	–	–	–
		1996–2017	-2,714	< 0,001	–	–	–	1997–2017	0,628	< 0,001	–	–	–
	Sudeste, interior*	1980–1994	0,981	< 0,001	1980–1988	0,199	0,485	1980–1987	-0,674	0,004	1980–2017	-3,048	< 0,001
		1994–2017	-1,102	< 0,001	1988–1997	3,870	< 0,001	1987–2017	2,075	< 0,001	–	–	–
		–	–	–	1997–2004	0,575	0,029	–	–	–	–	–	–
		–	–	–	2004–2017	-0,933	< 0,001	–	–	–	–	–	–
	Sul, capitais	1980–1992	0,111	0,652	1980–1997	1,800	< 0,001	1980–1995	1,085	0,003	1980–2017	-2,766	< 0,001
		1992–2017	-2,318	< 0,001	1997–2017	-1,848	< 0,001	1995–2002	3,107	< 0,001	–	–	–
		–	–	–	–	–	–	2002–2017	-0,344	0,337	–	–	–
	Sul, interior*	1980–1993	1,669	< 0,001	1980–1990	0,733	0,002	1980–1985	-1,965	0,017	1980–2017	-2,594	< 0,001
		1993–2017	-1,173	< 0,001	1990–1998	3,590	< 0,001	1985–2017	1,525	< 0,001	–	–	–
		–	–	–	1998–2007	0,481	0,033	–	–	–	–	–	–
		–	–	–	2007–2017	-1,851	< 0,001	–	–	–	–	–	–
	Centro-Oeste, capitais	1980–1995	0,507	0,064	1980–1990	-0,995	0,192	1980–1984	-5,501	0,014	1980–2017	-2,395	< 0,001
		1995–2017	-0,996	< 0,001	1990–1997	4,911	< 0,001	1984–2017	2,823	< 0,001	–	–	–
		–	–	–	1997–2017	-1,098	< 0,001	–	–	–	–	–	–
	Centro-Oeste, interior*	1980–1987	8,511	< 0,001	1980–1999	3,591	< 0,001	1980–1985	12,669	< 0,001	1980–1986	4,715	< 0,001
		1987–1996	1,614	0,006	1999–2017	1,620	< 0,001	1985–1992	-2,055	0,025	1986–2017	-2,426	< 0,001
		1996–2017	0,785	0,002	–	–	–	1992–2017	3,845	< 0,001	–	–	–
Mulheres	Brasil	1980–1995	1,192	< 0,001	1980–2017	2,047	< 0,001	1980–1989	-0,831	< 0,001	1980–2017	-1,353	< 0,001
		1995–2004	-0,368	< 0,001	–	–	–	1989–2017	1,293	< 0,001	–	–	–
		2004–2017	1,016	< 0,001	–	–	–	–	–	–	–	–	–
	Norte, capitais	1980–2005	0,731	0,010	1980–2001	2,600	< 0,001	1980–2003	-0,217	0,620	1980–2017	-1,596	< 0,001
		2005–2017	2,898	< 0,001	2001–2009	-1,738	0,066	2003–2017	2,753	< 0,001	–	–	–
		–	–	–	2009–2017	2,284	0,076	–	–	–	–	–	–
	Norte, interior*	1980–1998	2,876	< 0,001	1980–2017	5,002	< 0,001	1980–2000	-0,798	0,244	1980–1986	6,768	< 0,001
		1998–2017	4,855	< 0,001	–	–	–	2000–2017	6,428	< 0,001	1986–2002	-0,526	0,282
		–	–	–	–	–	–	–	–	–	2002–2017	3,209	< 0,001
	Nordeste, capitais	1980–1984	-2,215	0,001	1980–2017	2,431	< 0,001	1980–1987	-3,286	< 0,001	1980–2007	-3,366	< 0,001
		1984–1993	1,434	< 0,001	–	–	–	1987–2008	0,359	0,021	2007–2017	-1,367	0,002
		1993–2003	-1,610	< 0,001	–	–	–	2008–2017	4,234	< 0,001	–	–	–
		2003–2017	1,715	< 0,001	–	–	–	–	–	–	–	–	–
	Nordeste, interior*	1980–1999	2,005	< 0,001	1980–1993	2,438	< 0,001	1980–1999	-0,250	0,446	1980–1994	-0,469	0,026
		1999–2017	4,404	< 0,001	1993–2017	5,701	< 0,001	1999–2017	5,492	< 0,001	1994–2006	2,218	< 0,001
		–	–	–	–	–	–	–	–	–	2006–2017	-0,432	0,133
	Sudeste, capitais	1980–1996	0,743	< 0,001	1980–2007	1,491	< 0,001	1980–1989	-1,107	0,001	1980–2017	-2,051	< 0,001
		1996–2017	-1,189	< 0,001	2007–2017	0,733	0,020	1989–1997	2,578	< 0,001	–	–	–
		–	–	–	–	–	–	1997–2017	0,152	0,192	–	–	–
	Sudeste, interior*	1980–1996	1,437	< 0,001	1980–2017	1,538	< 0,001	1980–1987	-0,955	0,004	1980–2017	-2,072	< 0,001
		1996–2007	-0,489	< 0,001	–	–	–	1987–2017	1,214	< 0,001	–	–	–
		2007–2017	0,986	< 0,001	–	–	–	–	–	–	–	–	–
	Sul, capitais	1980–1990	2,031	< 0,001	1980–1997	2,621	< 0,001	1980–1983	-6,830	0,010	1980–1997	-1,449	0,001
		1990–2017	-1,223	< 0,001	1997–2017	0,780	< 0,001	1983–2007	0,621	0,004	1997–2017	-3,703	< 0,001
		–	–	–	–	–	–	2007–2017	-1,487	0,015	–	–	–
	Sul, interior*	1980–1993	1,786	< 0,001	1980–1994	3,166	< 0,001	1980–1985	-1,971	0,004	1980–1991	0,034	0,961
		1993–2006	-0,179	0,253	1994–2003	0,553	0,048	1985–2017	0,737	< 0,001	1991–2017	-2,306	< 0,001
		2006–2017	1,149	< 0,001	2003–2017	2,092	< 0,001	–	–	–	–	–	–
	Centro-Oeste, capitais	1980–1997	1,351	< 0,001	1980–1992	1,321	0,046	1980–1985	-3,553	0,028	1980–2017	-3,158	< 0,001
		1997–2007	-1,262	0,007	1992–2017	0,909	0,001	1985–2009	2,212	< 0,001	–	–	–
		2007–2017	2,049	< 0,001	–	–	–	2009–2017	-0,096	0,916	–	–	–
	Centro-Oeste, interior*	1980–2017	2,578	< 0,001	1980–1995	4,544	< 0,001	1980–1984	17,581	< 0,001	1980–1985	4,360	0,038
		–	–	–	1995–2017	1,276	< 0,001	1984–1991	-5,185	< 0,001	1985–2017	-1,524	< 0,001
		–	–	–	–	–	–	1991–2017	3,631	< 0,001	–	–	–

Interior refere-se aos municípios fora das capitais federativas.

APC: variação percentual anual das taxas de mortalidade padronizadas

Os cânceres que apresentaram o maior declínio na mortalidade foram o de estômago e do colo do útero. Marcadamente, o câncer de estômago em homens declinou em todas as regiões por todo o período, com exceção da regiões Norte, onde tendência a aumento foi vista nas capitais após 2010 e no interior a partir de 2001, e do interior da região Nordeste entre 1996 e 2017, como mostram as APC no período.

Entre mulheres, o câncer de estomago representou o sétimo tipo de câncer mais frequente em 2017 e, embora, as taxas tenham sido bem inferiores do que as masculinas, o mesmo declínio se deu em todo o período, com exceção do interior da região Norte, onde houve aumento da tendência de 1980 a 1987, queda de 1987 a 2001 e retomada de crescimento de 2001 a 2017. Entre as residentes do interior da região Nordeste, houve queda de 1980 a 1991 e aumento de 1991 a 2007, seguido de estabilidade a partir daí (dados não apresentados).

O câncer do colo do útero, que se colocava como o segundo mais frequente entre os óbitos femininos em 1980, passou para o quarto lugar no final do período. Embora as taxas nas capitais tenham sido mais altas, elas foram descendentes em todas as regiões. Ressalta-se que, em geral, não houve diferença na magnitude e tendência das taxas desse tipo de câncer entre residentes das capitais ou do interior das regiões Sudeste e Sul. A análise das APC indicou queda tanto nas capitais quanto no interior de todas as regiões, exceto no interior da região Norte entre 2002 e 2017 e no interior da região Nordeste entre 1994 e 2006. No interior da região Nordeste, contudo, a partir de 2006 as taxas se tornaram estáveis, o que não aconteceu para as residentes fora das capitais na região Norte.

O câncer de pulmão teve um comportamento diferente segundo sexo e entre as macrorregiões e dentro delas. Entre os homens das capitais, as taxas começaram a cair a partir de 1984 na região Sudeste, 1992 na região Sul e 1995 na região Centro-Oeste. No interior das regiões Sudeste e Sul, as taxas declinaram a partir de 1994 e 1993, respectivamente. Nas capitais das regiões Norte e Nordeste, houve queda não sustentada e aumento marcante no interior, sobretudo de 2011 a 2017 no Norte e de 1994 a 2017 no Nordeste. Na região Centro-Oeste, houve queda nas capitais entre 1995 e 2017 e aumento das taxas no interior, mas com intensidade tendendo à diminuição. Já entre mulheres, houve tendência generalizada a aumento da mortalidade por câncer de pulmão em todo período, sendo as maiores taxas observadas na região Sul e o maior aumento na tendência temporal no interior da região Norte em toda a série e no interior da região Nordeste entre 1993 e 2017.

O câncer de mama na região Sul mostrou aumento nas capitais até 1990, e a partir daí houve queda até 2017, o que não se verificou no interior. Já nas capitais da região Sudeste, houve declínio a partir de 1996, ao passo que no interior a queda ocorrida entre 1996 e 2007 não se manteve depois. Nas regiões Norte e Nordeste houve tendência a aumento, especialmente elevado no interior.

As taxas do câncer de próstata foram sempre mais altas nas capitais que no interior, em especial nas regiões Norte, Nordeste e Centro-Oeste. Os maiores aumentos foram observados no interior das regiões Norte entre 2004 e 2017 e Nordeste entre 1993 e 2017. No interior da região Centro-Oeste, também foi verificada tendência crescente em todo o período. Já nas capitais, entre 1997 e 2017, as taxas declinaram nas regiões Sudeste, Sul e Centro-Oeste. Mais tardiamente, taxas em declínio foram verificadas no interior da região Sudeste entre 2004 e 2017 e da região Sul entre 2007 e 2017.

O câncer colorretal se colocava na sexta posição entre homens e quarta entre as mulheres em todo o país no início do período e passou a ocupar a quarta posição entre homens e terceira entre as mulheres ao final. As maiores taxas foram observadas nas regiões Sudeste e Sul, tanto para homens quanto para mulheres. Entre os homens, a partir de 1999, foi possível notar tendência de aumento na região Norte, e a partir de 2000 na região Nordeste, tanto em capitais quanto interior. Já na região Centro-Oeste, observou-se aumento nas capitais entre 1984 e 2017 e no interior entre 1992 e 2017. Tendência a aumento também foi verificada nas regiões Sudeste e Sul, com exceção dos moradores das capitais da região Sul, que de 2002 a 2017 mostraram estabilidade das taxas.

Entre as mulheres também houve tendência a aumento da mortalidade do câncer colorretal, tanto nas capitais quanto no interior de todas as regiões, com exceção das capitais da região Sudeste, onde as taxas mantiveram-se estáveis entre 1997 e 2017, e da região Centro-Oeste, com estabilidade entre 2009 e 2017. Apenas nas capitais da região Sul foi verificada queda de 2007 a 2017.

Chama atenção que os maiores aumentos nas duas últimas décadas foram verificados no interior das regiões Norte e Nordeste, tanto em homens quanto em mulheres. No interior da região Norte, ele se deu para os homens entre 1999 e 2017 (APC = 7,83; p < 0,001) e na região Nordeste, entre 2000 e 2017 (APC = 6,96; p < 0,001). Para as mulheres, o aumento no interior da região Norte aconteceu entre 2000 e 2017 (APC = 6,42; p < 0,001) e no interior da região Nordeste, entre 1999 e 2017 (APC = 5,49; p < 0,001).

DISCUSSÃO

A mortalidade por câncer no Brasil para ambos os sexos no final do período estudado (90,2/100.000 habitantes) foi semelhante à de países de alta renda (EUA: 91,0/100.000, Canadá: 92,8/100.000, Reino Unido: 102,6/100.000, Japão: 85,2/100.000). Os tipos de câncer mais frequentes entre os óbitos no país, com exceção do câncer de colo do útero, são também os mais frequentes nesses países (pulmão, mama, próstata, colorretal). A tendência temporal de quase 40 anos observada no país como um todo para o conjunto de cânceres não foi constante, com queda em homens entre 1980 e 1990, seguida de um aumento entre 1990 e 1999 que continuou de forma menos pronunciada até 2017. Entre mulheres ocorreu ligeira queda entre 1980 e 1989, seguida de aumento até 1996 e queda até 2004, quando as taxas voltaram a subir.

Dados de outros países, em sua maioria desenvolvidos, apontam para a queda marcante da mortalidade por câncer alcançada nas duas últimas décadas,, atribuída às intervenções preventivas, à introdução de rastreamento e, principalmente, aos avanços em procedimentos diagnósticos e terapêuticos. No entanto, os avanços da medicina nem sempre são acessíveis para todos os indivíduos, principalmente em contextos de desigualdade socioeconômica.

A maior queda detectada no período estudado ocorreu para o câncer de estômago em todas as regiões, com exceção da região Norte como um todo e do interior da região Nordeste. O declínio, já relatado em estudos anteriores, pode ser explicado por uma menor exposição a fatores reconhecidamente cancerígenos como a ingestão de alimentos salgados e melhor preservação dos alimentos. Há, contudo, necessidade de melhor compreender o aumento constatado entre os residentes da região Norte e dos municípios fora das capitais nas regiões Nordeste.

O câncer de colo do útero declinou em todas as regiões, mas não entre mulheres do interior da região Norte, onde as taxas em 2017 chegam a ser três vezes mais frequentes do que na região Sudeste. Algum efeito do rastreamento com base no exame de Papanicolau, introduzido em todo o país a partir de 1992, foi capaz de reverter, em parte, a tendência de crescimento das taxas, porém ainda existem mulheres sem acesso ao rastreamento no interior das regiões Norte e Nordeste, fato já relatado anteriormente com dados até 2011.

A correlação inversa entre o índice de desenvolvimento humano (IDH) e as estimativas nacionais de câncer do colo do útero é bem relatada na literatura. A razão de mortalidade por câncer do colo do útero nos EUA entre localidades mais pobres e mais ricas chegou a 2 entre 2012 e 2016. Vários indicadores podem exemplificar a desigualdade na mortalidade por esse tipo de câncer entre as regiões brasileiras, por exemplo, o número de anos potenciais de vida saudável perdidos aos 60 anos de idade é duas vezes mais alto na região Norte em comparação à região Sudeste.

A região Sul é a que apresenta o maior índice de desenvolvimento humano municipal (IDHM) do país (0,766), ao passo que as regiões Norte e Nordeste, apesar de terem tido crescimento mais acelerado entre 2000 e 2010, têm os mais baixos. Embora tenha havido melhora nos indicadores de saúde no Brasil entre 1990 e 2016, a carga de doença continua maior nos estados das regiões Norte e Nordeste em comparação com as regiões Sudeste e Sul.

A experiência de países de alta renda, como os da América do Norte, de parte da Europa e o Japão, são um exemplo de que o investimento em programas efetivos de rastreamento fizeram com que hoje o câncer do colo do útero seja considerado uma doença rara. A prevenção secundária com o uso de citologia oncótica, no entanto, pressupõe a operação estruturada de uma rede de atenção com qualidade laboratorial. Somado a isso, o efeito da vacina contra o papilomavírus humano (HPV) terá efeitos no longo prazo e não substitui o rastreamento para a doença. Nesse sentido, a introdução do teste de detecção de HPV pode acelerar a efetividade do rastreamento e deve ser uma opção a se considerar em países como o Brasil, que ainda convive com altas taxas da doença.

As mudanças demográficas no Brasil, com progressivo envelhecimento populacional, aumento da expectativa de vida e redução da fecundidade, somadas ao aumento da obesidade, têm como consequência o aumento da incidência do câncer de mama. Embora a incidência do câncer de mama no Brasil seja menor do que nos EUA e em outros países da Europa, a mortalidade por esse câncer é maior em todos os grupos etários, por consequência da alta prevalência de casos diagnosticados em estágio avançado. No entanto, mesmo com tendência a aumento da incidência, as taxas de mortalidade passaram a declinantes nas capitais da região Sul de 1990 a 2017 e Sudeste de 1996 a 2017, o que pode ser efeito de melhor acesso ao diagnóstico e tratamento de mulheres residentes nessas capitais.

Essa mesma tendência de diminuição nas regiões mais desenvolvidas do Brasil acontece em relação ao câncer de próstata, para o qual se percebe queda entre os homens das capitais desde 1997 e mais tardiamente entre os residentes do interior. Tal tendência pode ter relação com as possibilidades de oferta de serviços especializados para o tratamento dos casos diagnosticados precocemente.

O aumento da incidência do câncer de próstata nos países desenvolvidos parece estar relacionado ao aumento de acesso aos serviços de saúde, assim como ao aumento do registro de casos. Foi observada elevação independente da adoção do teste de detecção do antígeno prostático específico (PSA) de rotina, o que sugere a interferência do estilo de vida ocidental, que leva a aumento da obesidade e inatividade física. Embora não estejam claras as razões pelas quais as taxas de mortalidade vêm caindo na maioria dos países ocidentais, essa queda tem sido atribuída à detecção precoce e a melhora no tratamento. A introdução do teste de PSA pode ter influenciado a detecção precoce e com isso reduzido a mortalidade. No entanto, o sobrerrastreamento, que pode levar a efeitos indesejáveis do tratamento, contraindica o uso desse teste como programa de rastreamento. O fato de terem sido observadas as mais altas APC das taxas de mortalidade por câncer de próstata nas regiões Norte e Nordeste pode sugerir estar em curso nelas uma rápida absorção do estilo de vida sedentário coexistindo com uma baixa capacidade de oferta de serviços especializados para diagnóstico e tratamento.

O câncer de pulmão foi declinante entre homens das regiões Sudeste e Sul e nos residentes das capitais da região Centro-Oeste. Isso, contudo, não se verificou entre as mulheres, para as quais, de forma generalizada, as taxas foram ascendentes no período estudado. Nesse caso, por se tratar de um câncer com letalidade ainda alta, a diminuição da mortalidade se dá em função da diminuição da incidência. O aumento da mortalidade por câncer de pulmão entre mulheres já havia sido identificado em estudos em períodos anteriores,.

A prevalência de fumantes no Brasil diminuiu em 19% entre 2008 e 2013, com declínio em todas as regiões, na área urbana e na rural, e na maioria dos estados. Houve queda em todas as faixas de escolaridade, porém as mais altas prevalências foram vistas entre pretos e pardos. O tabagismo no Brasil é um dos mais baixos do mundo e isso poderá ter impacto positivo no futuro, desde que as políticas de controle, regulação e prevenção sejam mantidas e fortalecidas. Embora a redução da prevalência de fumantes tenha ocorrido de forma similar nos dois sexos, deve ser considerado que a introdução do tabagismo entre mulheres foi mais tardia; portanto, o aumento da ocorrência do câncer de pulmão ainda reflete essa condição.

O câncer colorretal, terceiro e quarto mais frequente entre mulheres e homens, respectivamente, mostra um padrão evolutivo que merece atenção. Embora as taxas nas regiões Sudeste e Sul sejam maiores entre homens, elas são três vezes superiores às da região Norte.

A ocorrência de câncer colorretal mostra padrões diferenciados entre países. Em vários países do Leste Europeu, da América Latina e da Ásia, observou-se tendência ascendente na incidência e na mortalidade. Já no Canadá, em países da Europa e em Singapura, a incidência continua aumentando, enquanto há declínio na mortalidade. No grupo restrito a países de alto IDH, há tendência de queda tanto na incidência como na mortalidade.

Chama atenção o fato de que, nas regiões Norte e Nordeste, as tendências da mortalidade por câncer colorretal tiveram aumento mais expressivo no interior, porém não se observou diferença de magnitude entre os sexos. Isso pode ser um indicativo de que o aumento da obesidade e do sedentarismo, fatores de risco clássicos para este tipo de tumores, esteja ocorrendo de forma generalizada no país. Esse aumento pode ser consequente a um aumento real na incidência, que, somado à falta de acesso ao diagnóstico e tratamento especializado, pode ter efeito sobre a mortalidade. Grandes diferenças no acesso a serviços de saúde são vistas entre as regiões no Brasil, havendo uma maior proporção de consultas médicas nas regiões Sul e Sudeste, entre pessoas com melhores condições de vida e em regiões com maiores IDH.

A principal limitação deste estudo decorre da qualidade das informações sobre os óbitos no país. Devido à grande discrepância em termos de completitude da informação sobre a causa básica do óbito, principalmente nas regiões Norte e Nordeste nas duas primeiras décadas do período estudado,, foi feita correção dos óbitos maldefinidos e daqueles registrados como câncer de útero sem outra especificação. Foram assim distribuídos todos os óbitos registrados como causa básica maldefinida que são classificados no capítulo XVI da CID-9 de 1979 a 1995 e no capítulo correspondente da CID-10 (XVIII) a partir de 1996.

Alguns estudos prévios,, seguem a metodologia proposta pelo estudo Carga Global de Doença (Global Burden of Disease – GBD), que redistribui os óbitos registrados entre causas consideradas como códigos garbage. Nesse conjunto de códigos, são incluídos, além dos óbitos registrados nos capítulos XVI da CID-9 e XVIII da CID-10, outras causas maldefinidas e diagnósticos incompletos vindos de outros capítulos. Optou-se no presente estudo por não incluir os demais códigos inespecíficos fora dos capítulos XVI da CID-9 e XVIII da CID-10 pela ausência de estudos que validem a contribuição da redistribuição dos óbitos registrados nos demais códigos inespecíficos entre os tipos específicos de câncer. Essa opção pode ter subestimado ligeiramente a magnitude das taxas, mas não prejudicou a comparação entre as regiões no período.

Estudos anteriores que mostraram a tendência de câncer no Brasil, com metodologia aplicando correção dos dados de óbito, incluíram períodos menores do que aqui apresentados: 1980–2006, 1990–2015 e 1996–2016. No caso do câncer, é importante entender a evolução da incidência e da mortalidade por um período maior, como foi possível mostrar com dados do SIM desde 1978. Para otimizar a correção dos dados de óbito, ela foi feita de forma desagregada segundo local de residência, faixa etária, sexo e ano-calendário. Por esse motivo, as tendências aqui apresentadas diferem daquelas que não efetuam correção dos dados do SIM, mas estão mais próximas de detectar as direções e mudanças de tendência na mortalidade por câncer. Deve ser enfatizado que, nas duas classificações da CID, os códigos para o total de neoplasias malignas e para os tipos específicos selecionados, bem como os códigos referentes à causa básica maldefinida, são totalmente correspondentes, o que permitiu analisar a tendência em todo o período com segurança de que a utilização das duas respectivas versões não introduziu viés de classificação.

Um outro aspecto a ser considerado é a cobertura do registro de óbitos. Embora tenha melhorado sensivelmente no país ao longo dessas quatro décadas, o sub-registro ainda existe em determinadas áreas, especialmente nos estados das regiões Norte e Nordeste,. Como este estudo analisou dados desde 1978 até 2017, optou-se por não realizar a correção do sub-registro por não serem encontrados estudos que avaliam a cobertura do SIM a partir de 2013. Essa opção pode ter subestimado, em parte, as taxas calculadas para as regiões Norte e Nordeste. No entanto, como os principais tipos de câncer ocorrem a partir da idade adulta, e considerando que a maior parte do sub-registro acontece na faixa etária de até um ano de idade, a subestimação em função do sub-registro não deve ter sido tão alta.

Quanto à aplicação da regressão linear por partes para avaliar a tendência no tempo, deve ser considerado que, se o intervalo de tempo for muito pequeno, mudanças de trajetória podem não apresentar significância estatística em função do número reduzido de pontos. No entanto, isso não ocorreu pois, em se tratando de um longo período de estudo, as APC que foram calculadas cobriram períodos de no mínimo quatro anos. Além disso, os resultados deste estudo consideraram apenas os intervalos que alcançaram significância estatística. Deve ser considerado também que o número de óbitos em cada unidade de análise não foi pequeno, considerando que os dados foram desagregadas até o nível das capitais e do interior de cada grande região, o que diminuiu a possibilidade de instabilidade na estimativa das taxas e de haver alta heterogeneidade na distribuição delas, ou seja, menor variância.

Outra limitação dos modelos lineares para a análise de tendência é a possibilidade de autocorrelação residual. Neste trabalho, os modelos com diagnóstico de autocorrelação nos resíduos foram reestimados via mínimos quadrados generalizados com uma estrutura de correlação autorregressiva de primeira ordem – AR(1). Não foram identificadas estruturas de correlação de ordem mais elevadas. Logo, quando existente, a autocorrelação foi adequadamente tratada no modelo.

Vale enfatizar que, ao mesmo tempo que se assiste à redução de alguns cânceres relacionados à pobreza, é real o aumento de novos casos de câncer associados a fatores decorrentes da história reprodutiva, hormonal e da dieta. Assim, por exemplo, o ponto de cruzamento no tempo entre as curvas de incidência do câncer do colo do útero e o de mama constitui-se como um indicador típico dos padrões de transição de câncer em países de média e baixa renda.

Foi visto que, nas regiões Sudeste e Sul, esse ponto de cruzamento entre a mortalidade por câncer de mama e câncer do colo do útero ocorreu antes da década de 1980 entre as mulheres residentes nas capitais. Já nessas mesmas regiões, para as residentes no interior, essa transição se deu mais tarde. Situações intermediárias ocorreram nas regiões Nordeste e Centro-Oeste, onde o ponto de cruzamento da mortalidade entre estes dois tipos de câncer nas capitais aconteceu em 1992 e 1993, respectivamente. No interior, porém, ele se deu apenas em 2008 na região Nordeste e em 2007 na região Centro-Oeste. A situação mais extrema é vista na região Norte, onde essa transição ainda não ocorreu nem nas capitais, nem no interior, indicando um quadro encontrado em países pobres.

Na mesma lógica, entre os homens podem ser identificados os pontos de cruzamento das curvas de mortalidade por câncer colorretal, que se associa positivamente com IDH, e o de estômago, que é conhecidamente relacionado à pobreza. Foi nas capitais da região Sul que esse cruzamento se deu primeiro; no ano de 1998, as taxas de óbito por câncer colorretal superaram as de estômago. Nessa mesma região, para os que residem no interior, isso só veio a acontecer em 2016. Na região Sudeste essa transição ocorreu em 2007 nas capitais e apenas em 2016 no interior. Nas regiões Centro-Oeste e Nordeste, apenas nas capitais as taxas de mortalidade por câncer colorretal em homens superaram as de estômago (2014 e 2017, respectivamente). O padrão de maior carência foi visto na região Norte, onde as taxas de câncer de estômago são mais altas do que as de colorretal, tanto nas capitais quanto no interior.

Alguns resultados encontrados demandam um exame cuidadoso para entender os mecanismos implicados tanto em relação à acurácia da informação de óbitos como na qualidade da assistência à saúde. O crescimento marcado dos cânceres de próstata, colorretal e de mama no interior das regiões Norte e Nordeste merece investigação detalhada. Uma hipótese seria estar ocorrendo uma melhora da capacidade diagnóstica, porém com proporção alta de casos detectados em estágios tardios. A hipótese de melhora da informação sobre causa básica também não pode ser afastada, mesmo considerando que foi efetuada a correção com redistribuição dos óbitos malclassificados. É possível que nessas regiões a correção não tenha sido suficiente para se aproximar do peso real da ocorrência desses tumores. Destaque também deve ser dado ao crescimento generalizado do câncer de pulmão em mulheres, o que foi altamente expressivo no interior das regiões Norte e Nordeste.

Por fim, é preocupante o crescimento das taxas para o conjunto dos cânceres em anos recentes, em especial no interior das regiões Norte e Nordeste. Isso pode significar um aumento real na incidência devido a uma maior exposição a fatores de risco relacionados a um estilo de vida sedentário, mas, em se tratando de mortalidade, as dificuldades de acesso, em especial à detecção precoce e ao tratamento de tumores de bom prognóstico como os de mama e de próstata, podem levar a um aumento da mortalidade.

O Brasil é um país em transição econômica e, durante essas quatro décadas, passou por várias modificações demográficas, sociais e políticas, que interferem na tendência dos tipos específicos de câncer, configurando um perfil específico de transição que assume características próprias com contrastes regionais importantes. As quedas dos níveis de mortalidade, natalidade e fecundidade verificadas a partir de 1950 indicam que várias modificações não se deram de forma uniforme e simultânea, mas marcadamente formatada pela desigualdade socioeconômica entre regiões e dentro delas. Nas regiões Sudeste, Sul e Centro-Oeste, esse processo foi mais acelerado, enquanto nas regiões Norte e Nordeste os níveis de mortalidade e fecundidade foram mais elevados, com estruturas etárias menos envelhecidas.

A partir da criação do Sistema Único de Saúde, incorporado à Constituição Federal em 1988, houve uma grande expansão dos serviços públicos, com significante melhora na equidade em saúde, porém não suficiente para diminuir as extremas desigualdades em todo o país. Em anos recentes, em função de sucessivas crises econômicas e políticas, alguns indicadores sociais já começam a apontar retrocessos, e um cenário de incerteza se configura para os próximos anos. Estudo recente, por exemplo, concluiu que o aumento do desemprego no país entre 2012 e 2017 levou a um excesso de 30.000 mortes, principalmente por câncer e doenças cardiovasculares. As mudanças demográficas, as desigualdades socioeconômicas e as crises políticas que se sucederam no país ao longo de quatro décadas podem explicar, em parte, a diminuição da mortalidade nas regiões Sudeste e Sul e o aumento entre residentes dos municípios fora das capitais, em especial nas regiões Norte e Nordeste.

Os resultados encontrados refletem a existência de padrões distintos de magnitude e tendência de tipos específicos de câncer que por vezes são contrastantes e podem refletir processos de adoecimento e morte com dinâmicas particulares entre as grandes regiões do país e entre residentes de capitais e demais municípios. Ao mesmo tempo que para moradores das capitais das regiões mais desenvolvidas há uma tendência à diminuição da mortalidade, nas regiões mais pobres os aumentos expressivos, sobretudo no interior, deixam claro um perfil de extrema iniquidade em saúde.