Relatório · Fase 2b

Câncer de esôfago em Minas Gerais: o que mais acompanha o excesso

Sete características a mais, incluindo cachaça, milho, água em 1991 e 2000 e acesso a diagnóstico. English version.

Autor: Clériston Almeida Capistrano (ORCID 0009-0008-5280-1869) · pesquisador independente, sem formação na área da saúde · cledon.org

Resumo

Na Fase 2, o excesso de mortalidade por câncer de esôfago em Minas Gerais acompanhou ruralidade, menor PIB municipal per capita e menor altitude, sem nenhuma variável de produção associada de forma positiva. A Fase 2b testou sete características a mais, com plano de análise registrado no git antes dos dados (commit 946f282), e incorpora uma revisão técnica assistida por IA (não é revisão independente por pares).

• Cachaça. Onde a agroindústria rural produzia mais aguardente de cana em 2006, a mortalidade por câncer de esôfago de 2015 a 2024 foi maior (RT 1,26 (1,18–1,35) por desvio-padrão, 543 municípios). A associação se mantém com o Censo Agropecuário de 2017 (1,27 (1,17–1,37)) e após o ajuste por ruralidade, PIB e altitude (1,11 (1,04–1,19)). Comparando municípios produtores com não produtores, a RT é 1,30 (1,16–1,46) sem ajuste e 1,11 (1,02–1,22) após o ajuste. Para pulmão e outros cânceres, a direção é oposta. O estudo mediu produção municipal, não consumo individual, tipo de bebida ou composição química. A relação entre álcool e carcinoma epidermoide de esôfago já é estabelecida; a contribuição aqui é um padrão geográfico que pode orientar novas pesquisas.
• Milho. Não encontramos associação positiva com a proporção da área municipal destinada ao milho (a associação é inversa, também após o ajuste). Esse indicador não permite avaliar diretamente a exposição a micotoxinas.
• Água de poço ou nascente em 1991 e 2000, e população rural em 1991. Associadas na análise individual, mas não acrescentam informação além da ruralidade atual (correlações de 0,75 a 0,90 com ela).
• Acesso a diagnóstico. Sem ajuste, o excesso de esôfago é maior onde há menos endoscópios e onde o hospital de oncologia é mais distante; para os outros cânceres, o contrário. Essas associações brutas são incompatíveis com a explicação simples de maior mortalidade registrada apenas por maior disponibilidade diagnóstica. Após o ajuste, não houve evidência estatística de associação com esses indicadores.

1. Segurança dos dados

Somente dados públicos e agregados: por município (IBGE) ou por estabelecimento de saúde (CNES, sem pacientes). Os arquivos do CNES trazem campos como CPF/CNPJ do estabelecimento; o script lê só o código do estabelecimento, o município, o equipamento, a quantidade e a habilitação, descarta o restante na leitura e apaga o arquivo original depois da extração, guardando apenas o SHA-256 para reprodução. Os resultados publicados são contagens por município.

2. Método

Desfecho e modelo: os da Fase 2 (óbitos por câncer de esôfago 2015–2024, esperados do estado como offset, regressão de Poisson com erros-padrão agrupados por região imediata). Em Minas Gerais (853 municípios), as variáveis contínuas são padronizadas pelo desvio-padrão de MG; no Brasil, pelo nacional; a RT é por desvio-padrão. Produção e endoscopia entram como log(1 + x). A variável de haver produção de aguardente entra como 0/1, sem padronização: sua RT compara municípios produtores com não produtores. As regiões imediatas são identificadas pelo código oficial do IBGE (há nomes repetidos entre estados, como Itabaiana/PB e Itabaiana/SE).

Correção para múltiplos testes. Benjamini–Hochberg [3] (q) entre as 7 variáveis da análise principal em Minas Gerais (Tabela 1) e, separadamente, nos testes de diferença em relação a cada desfecho de comparação. Não há correção nos modelos ajustados (seção 4), na análise do Brasil (seção 6), nas sensibilidades, nem entre as fases do projeto; esses valores de p devem ser lidos como descritivos.

Variáveis. Cachaça: aguardente de cana da agroindústria rural (Censo Agropecuário 2006; 2017 como sensibilidade), em litros por mil habitantes. Milho: área colhida como % da área municipal (PAM, 2005–2010). Água de poço ou nascente (Censos 1991 e 2000; em 2000, só "na propriedade"). População rural em 1991. Endoscópios digestivos (CNES, equipamento 0333) por 100 mil habitantes na região imediata, em dezembro de 2015 (2020 como sensibilidade). Distância entre centroides até o município mais próximo com hospital habilitado como CACON ou UNACON, em dezembro de 2015.

Dados ausentes. Mesmas regras da Fase 2: “-” = 0; “...”, “X” e ausência na resposta = ausente. No Censo Agropecuário, o “X” é sigilo, usado quando há poucos produtores: indica produção, não zero. Na primeira execução, o total de aguardente somava as parcelas de matéria-prima própria e adquirida e tratava “X” + “-” como zero; isso foi corrigido (o total fica ausente quando alguma parcela está sob sigilo), e acrescentamos como sensibilidade, não pré-especificada, o indicador de haver produção, que não depende do sigilo.

3. Minas Gerais: associações e desfechos de comparação

RT por desvio-padrão de cada variável em Minas Gerais, com IC 95%: esôfago (azul) e os desfechos de comparação pulmão (laranja) e outros cânceres, exceto esôfago (verde).

Tabela 1. Associações em Minas Gerais e teste formal da diferença em relação aos desfechos de comparação (pulmão e outros cânceres; não são controles negativos no sentido formal [4]).

4. Acrescentando ao modelo da Fase 2

Cada variável nova foi acrescentada, uma de cada vez, ao modelo com ruralidade (2022), PIB municipal per capita (2010) e altitude, e depois também com a % de causas mal definidas.

Variáveis contínuas: RT por desvio-padrão. Produtores × não produtores: RT da comparação direta.

A cachaça é a única variável nova que continua associada de forma positiva após o ajuste, nas três versões. O milho continua inverso. Água antiga, ruralidade de 1991 e acesso deixam de estar associados: são muito correlacionados com ruralidade e PIB (água de 1991 e ruralidade atual: ρ = 0,77), e o modelo não consegue separá-los.

5. Acesso a diagnóstico

Pelo plano, um excesso criado por mais diagnóstico apareceria onde há mais endoscópios e hospitais de oncologia por perto. Em Minas Gerais, o câncer de esôfago faz o contrário (RT de 0,87 para endoscopia e 1,15 para distância), enquanto pulmão e outros cânceres seguem a direção esperada de um efeito de acesso. As associações brutas são incompatíveis com a explicação simples de maior mortalidade registrada apenas por maior disponibilidade diagnóstica. Entretanto, após ajuste, não houve evidência estatística de associação com esses indicadores. Os resultados não permitem separar diferenças de incidência, diagnóstico, tratamento e registro dos óbitos; o prognóstico do câncer de esôfago depende do estágio e das possibilidades de tratamento [6].

6. Brasil (secundária)

No Brasil, a cachaça também está associada ao excesso de esôfago (com efeitos fixos de estado: 1,09 (1,06–1,13)), assim como a água antiga e a ruralidade de 1991; o milho não.

7. Os municípios com sinal e os agrupamentos de Minas Gerais

Medianas das variáveis, entre os municípios com valor publicado; entre parênteses, quantos municípios entram em cada mediana. Na produção de aguardente, só 543 dos 853 municípios de MG têm valor quantitativo; os demais estão sob sigilo ou sem resposta, e essa ausência pode selecionar municípios com características diferentes. Entre os 9 municípios com sinal, a mediana usa 7 (Cipotânea e Ervália estão sob sigilo). Pelo indicador de haver produção, que o sigilo não afeta, 9 dos 9 municípios com sinal produziam aguardente em 2006, contra 508 dos 796 municípios de MG com resposta (64%).

9. Limitações

• Estudo ecológico: municípios que produzem mais cachaça não indicam que os pacientes bebiam cachaça [5].
• A produção da agroindústria rural cobre estabelecimentos agropecuários e não inclui todo o consumo, nem bebidas compradas de outros municípios; o sigilo esconde valores em parte dos municípios.
• Distância entre centroides não é tempo de viagem; o CNES registra equipamentos existentes, não exames feitos.
• Variáveis muito correlacionadas com ruralidade e renda; confundimento residual é provável.
• O nitrato na água (SISAGUA) ficou de fora: o portal do Ministério da Saúde não estava acessível deste ambiente.
• Análises por pesquisador independente, sem formação na área da saúde, com assistência de IA (Claude, da Anthropic) para código e texto, sob revisão humana. Nenhum modelo de aprendizado de máquina foi treinado ou avaliado.

10. Referências

1. International Agency for Research on Cancer. Personal habits and indoor combustions. IARC Monographs on the Evaluation of Carcinogenic Risks to Humans, vol. 100E. Lyon: IARC; 2012.
2. International Agency for Research on Cancer. Drinking coffee, mate, and very hot beverages. IARC Monographs on the Evaluation of Carcinogenic Risks to Humans, vol. 116. Lyon: IARC; 2018.
3. Benjamini Y, Hochberg Y. Controlling the false discovery rate: a practical and powerful approach to multiple testing. J R Stat Soc Series B. 1995;57(1):289–300.
4. Lipsitch M, Tchetgen Tchetgen E, Cohen T. Negative controls: a tool for detecting confounding and bias in observational studies. Epidemiology. 2010;21(3):383–388.
5. Morgenstern H. Ecologic studies in epidemiology: concepts, principles, and methods. Annu Rev Public Health. 1995;16:61–81.
6. National Cancer Institute. Esophageal Cancer Treatment (PDQ®) – Patient Version. Bethesda: NCI.
7. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Censo Agropecuário 2006 e 2017; Produção Agrícola Municipal; Censos Demográficos 1991, 2000, 2010 e 2022. Sistema IBGE de Recuperação Automática (SIDRA).
8. Ministério da Saúde. Cadastro Nacional de Estabelecimentos de Saúde (CNES) e Sistema de Informações sobre Mortalidade (SIM). DATASUS.

Código em https://cledon.org/codigo: exposicoes_2b.py, hipoteses_2b.py, gerar_fase2b.py. Plano: PLANO-fase2b.md (commit 946f282). Resultados: fase2b_*.csv na página do mapa e no depósito do Zenodo.

Em memória de Francisco Cledio Capistrano (F.C.C.).