ARTIGO METODOLÓGICO DA PESQUISA NACIONAL DE SAÚDE

Desenho da amostra da Pesquisa Nacional de Saúde 2013

Sampling Design for the National Health Survey, 2013

Diseño de la Muestra de la PNS 2013

^IFundação Instituto Oswaldo Cruz, Instituto de Comunicação e Informação Científica e Tecnológica em Saúde, Rio de Janeiro-RJ, Brasil
^IIInstituto Brasileiro de Geografia e Estatística, Coordenação de métodos e Qualidade, Rio de Janeiro-RJ, Brasil
^IIIInstituto Brasileiro de Geografia e Estatística, Diretoria de Pesquisas, Rio de Janeiro-RJ, Brasil

Endereço para correspondência

RESUMO

Este artigo descreve o plano amostral usado na Pesquisa Nacional de Saúde 2013. A população-alvo constitui-se de pessoas residentes em domicílios particulares permanentes de todo o território nacional; a pesquisa foi domiciliar, com amostragem estratificada e três estágios de conglomeração; os setores censitários formaram as unidades primárias de amostragem, os domicílios foram as unidades de segundo estágio e os moradores adultos (18 anos ou mais) definiram as unidades de terceiro estágio; o tamanho da amostra considerou o nível de precisão desejado para as estimativas de alguns indicadores em diferentes níveis de desagregação e grupos populacionais; o peso final foi um produto do inverso das probabilidades de seleção em cada estágio do plano amostral, incluindo processos de correção de não respostas e calibrações de ajustes para os totais populacionais conhecidos. Por se tratar de uma amostra complexa, alguns cuidados devem ser levados em consideração no momento do processamento dos dados.

Palavras-chave: Inquéritos Populacionais; Amostragem por Conglomerados; Tamanho de Amostra.

This paper describes the sample design used in the Brazilian 2013 National Health Survey. The target population is composed by people resident in permanent private households throughout the country; the survey was household-based with stratified sampling and three clustering stages; census tracts form the primary sampling units, households are the units of second stage and adults (aged 18 years or older) define the third-stage units; the sample size considered the desired level of precision for the estimates of some indicators at different levels of disaggregation and different population groups; the final weighting was a product of inverse selection probabilities at each stage of the sampling plan, including non-response correction procedures and adjustment calibrations for the known population totals. Since this is a complex sample, appropriate procedures must be used during data processing.

Keywords: Population Surveys; Cluster Sampling; Sample Size.

RESUMEN

Este artículo describe el plan de muestreo utilizado en la Encuesta Nacional de Salud 2013. La población objetivo, fueron residentes permanentes, en domicilios particulares, de todo el territorio nacional; el estudio fue domiciliar, el muestreo fue estratificado en tres etapas; los sectores censitarios fueron las unidades primarias de muestreo, los domicilios fueron las unidades de segunda etapa y los residentes adultos (18 años o más) fueron las unidades de la tercera etapa; el tamaño de muestra consideró el nivel deseado de precisión para las estimaciones de algunos indicadores en los diferentes niveles de desagregación y grupos poblacionales; el peso final fue el producto inverso de la probabilidad de selección en cada etapa de muestreo, incluyendo los procesos de corrección por falta de respuesta y calibración de ajustes para los totales de la población conocida. Por tratarse de una muestra compleja, algunos cuidados deben tomarse en consideración al momento de procesar los datos.

Palabras clave: Encuestas Demográficas; Muestreo por Conglomerados; Tamaño de la Muestra.

Introdução

A Pesquisa Nacional de Saúde (PNS), realizada entre 2013 e 2014, foi desenvolvida em uma parceria entre a Secretaria de Vigilância em Saúde do Ministério da Saúde (SVS/MS), a Fundação Oswaldo Cruz (Fiocruz) e o Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE). Trata-se de um inquérito populacional, de abrangência nacional, que tem como principal objetivo produzir (i) dados em âmbito nacional, sobre a situação de saúde e os estilos de vida da população brasileira, e (ii) dados sobre a atenção à saúde, no que se refere ao acesso e uso dos serviços de saúde, às ações preventivas, à continuidade dos cuidados e ao financiamento da assistência de saúde.¹

Este artigo descreve o plano amostral usado na PNS, incluindo a população-alvo, os estágios de seleção, o cálculo do tamanho da amostra e a definição dos fatores de expansão.

População-alvo

A população-alvo da Pesquisa Nacional de Saúde - PNS - é composta pelas pessoas residentes em domicílios particulares permanentes (DPP), pertencentes à área de abrangência geográfica da pesquisa. Os DPP são aqueles domicílios construídos para servir exclusivamente como habitação, com a finalidade de servir de moradia a uma ou mais pessoas.³

Foi definido como 'abrangência geográfica' da pesquisa todo o território nacional, dividido nos setores censitários da Base Operacional Geográfica de 2010. Foram excluídas da pesquisa as áreas com características especiais e com pouca população, classificadas pelo IBGE na base de setores, como aldeias indígenas, quartéis, bases militares, alojamentos, acampamentos, embarcações, penitenciárias, colônias penais, presídios, cadeias, asilos, orfanatos, conventos e hospitais. Também foram excluídos os setores censitários localizados em terras indígenas.

Questionário

O questionário da PNS é constituído de três partes:

1^a parte - Domiciliar

Esta primeira parte do questionário é respondida pela pessoa responsável pelo domicílio ou pela pessoa que detenha essas informações no momento da entrevista.

2^a parte - Moradores do domicílio

Questões relativas às características gerais de todos os moradores do domicílio, incluindo nível de educação, trabalho, rendimento, deficiências, cobertura de plano de saúde, utilização dos serviços de saúde, saúde do idoso, cobertura de mamografia e características de crianças menores de 2 anos de idade.

Esta segunda parte é respondida por todos os moradores do domicílio. Em caso de ausência ou impossibilidade do morador ser entrevistado, a pessoa responsável pode responder ao questionário (ou parte dele) em substituição ao morador ausente, como é feito na Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD). Quando isso ocorre, essa informação fica registrada no questionário, que identifica o número de ordem do respondente.

3^a parte - Individual

Questões dirigidas a um morador adulto (18 anos ou mais de idade), selecionado aleatoriamente, sobre outras características de trabalho e apoio social, percepção do estado de saúde, acidentes e violências, estilos de vida, doenças crônicas, saúde da mulher, atendimento pré-natal, saúde bucal e atendimento médico.

Nesta terceira parte do questionário, é selecionado um adulto (≥18 anos) aleatoriamente, entre os moradores elegíveis. Essa parte do questionário só pode ser respondida pelo morador selecionado, não sendo permitido que outro morador do domicílio responda por ele.

Plano amostral

Amostra Mestra

A Amostra Mestra é um conjunto de unidades de áreas selecionadas para atender a diversas pesquisas. Essas unidades são consideradas unidades primárias de amostragem (UPA), dentro do planejamento amostral de cada uma das pesquisas que utilizam a Amostra Mestra - incluída a PNS. As UPA são setores censitários ou conjuntos de setores censitários (quando esses setores contam poucos domicílios).

Para a seleção da Amostra Mestra, as UPA foram estratificadas segundo quatro diferentes critérios (Figura 1):

1. Administrativo

2. Geográfico

Subdivide as capitais e outros municípios de grande porte em mais estratos, a exemplo de distrito, sub-distrito e bairros.

3. De situação

Subdivide os estratos, descritos em epígrafe, como urbano e rural.

4. Estatístico

Subdivide os estratos em epígrafe em estratos homogêneos, segundo as informações de rendimento total dos domicílios e total de DPP, com o objetivo de melhorar a precisão das estimativas.

A seleção das UPA dentro de cada estrato foi feita por amostragem probabilística proporcional ao tamanho (PPT), sendo considerado como medida de tamanho das UPA o número de DPP.

Desenho amostral da PNS

Como parte do SIPD, no primeiro estágio, a seleção das UPA foi obtida por amostragem aleatória simples (AAS) entre aquelas previamente selecionadas para a Amostra Mestra, mantendo-se a estratificação das UPA utilizada na Amostra Mestra e descrita anteriormente.

No segundo estágio, foi selecionado - por AAS -um número fixo de DPP em cada UPA selecionada no primeiro estágio. A seleção dos domicílios foi feita a partir do Cadastro Nacional de Endereços para Fins Estatísticos (CNEFE) em sua última atualização antes da conclusão dessa etapa do plano amostral. É importante ressaltar que para as informações contidas na primeira e na segunda parte do questionário, ou seja, as partes referentes às características do domicílio e ao conjunto de todos os moradores do domicílio, o plano amostral da PNS possui apenas esses dois estágios de seleção.

No terceiro estágio, dentro de cada domicílio da amostra, um morador com 18 anos ou mais de idade foi selecionado - também por AAS - para responder à 3a parte (individual) do questionário. Essa seleção foi feita a partir de uma lista de moradores elegíveis, construída no momento da entrevista.

Cálculo do tamanho da amostra

O tamanho da amostra foi definido considerando-se o nível de precisão desejado, em intervalos de 95% de confiança (IC_95%), para as estimativas de alguns indicadores (parâmetros) de interesse em diferentes níveis de desagregação geográfica e grupos populacionais específicos. Para que fosse possível definir o tamanho da amostra nesses grupos populacionais específicos, foi preciso avaliar a proporção de DPP que possuíam pessoas nesses grupos, com base nos dados do Censo Demográfico 2010. O nível de precisão desejado para cada indicador foi baseado na amplitude do intervalo de 95% de confiança que se esperava obter. A partir daí, calculou-se o erro-padrão e o coeficiente de variação (CV) desejado para cada indicador, este último utilizado como medida de precisão no cálculo do tamanho da amostra.

Os cálculos iniciais do tamanho da amostra foram baseados em amostragem aleatória simples, sendo necessário considerar o efeito do plano amostral (EPA), ou efeito de desenho, que indica o quanto a amostragem por conglomerados (AC) - caso da PNS - é menos eficiente que a AAS. Por essa razão, os tamanhos de amostra iniciais foram aumentados para que se alcançasse a mesma precisão.⁶ Os EPA utilizados nos cálculos de tamanho de amostra da PNS foram estimados com base nos dados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios 2008 (PNAD 2008).

Os indicadores utilizados para o dimensionamento da amostra, seus respectivos grupos populacionais, os valores esperados, coeficientes de variação desejados, os EPA estimados e os tamanhos inicialmente calculados para a amostra de domicílios são apresentados na Tabela 1.

A seguir, são apresentadas as formulas utilizadas para cálculo do tamanho da amostra em cada domínio:

Onde

n_AAS é o tamanho de amostra de pessoas sob amostragem aleatória simples;
N é o número total de pessoas residentes em DPP no domínio;
P é a proporção de interesse;
Q=1-P; ]]> CV é o coeficiente de variação desejado da estimativa de proporção;
n_AC é o tamanho de amostra sob amostragem por conglomerados; e
EPA é o efeito de plano amostral.

Os dados utilizados nos cálculos foram obtidos do Censo Demográfico 2010 e da PNAD 2008.

Inicialmente, foram calculados os tamanhos mínimos de amostra necessários para estimar os indicadores apresentados na Tabela 1, com o coeficiente de variação (CV) desejado, para cada um dos domínios de divulgação, ou seja, áreas onde a pesquisa é capaz de gerar estimativas com precisão suficiente e representativa da população. Os domínios são: Brasil; grande região nacional; unidade da Federação (UF); Região Metropolitana (RM); capital e restante da UF. A Tabela 1 também apresenta os tamanhos mínimos de amostra calculados inicialmente, para cada um dos indicadores.

Como as RM e as capitais são domínios de divulgação, as UF que não possuem RM contam com dois domínios de divulgação - capital e restante da UF -, fazendo com que o tamanho mínimo de amostra nessas UF, necessário para estimar cada indicador, seja aproximadamente o dobro do apresentado na Tabela 1. Nos casos das UF que possuem RM, o tamanho necessário seria um pouco maior que o dobro, haja vista a RM também ser um domínio de divulgação.

Com os resultados encontrados e pelo que foi exposto anteriormente, foram necessários alguns ajustes nos tamanhos mínimos de amostra e nos níveis geográficos inicialmente pensados como domínios.

Após diversas avaliações, optou-se por determinar o tamanho mínimo da amostra de domicílios por UF em 1800 e, como são esperados no mínimo dois domínios de divulgação por UF, determinou-se que o tamanho mínimo da amostra fosse de 900 domicílios por domínio.

O número de domicílios selecionados em cada UPA foi fixado em 10. Porém, observou-se que em alguns domínios não havia UPA suficientes na Amostra Mestra para completar a amostra da PNS. Nesses domínios, foi necessário selecionar 14 domicílios por UPA. Ou seja, o número de domicílios por UPA foi de 10 ou 14, a depender do domínio de divulgação. Os tamanhos da amostra por UF são apresentados na Tabela 2.

O número de domicílios selecionados para a pesquisa foi, aproximadamente, 23% maior que a amostra mínima descrita em epígrafe, para levar em consideração a perda total, que inclui a taxa de não resposta e a taxa de má classificação das unidades no cadastro de seleção. Esse percentual foi estimado com base em outras pesquisas do IBGE - por exemplo, a Pesquisa Especial do Tabagismo (PETaB), incorporada à PNAD 2008, porém, entrevistou apenas uma pessoa no domicílio.

Expansão da amostra

Por ter um desenho complexo de amostragem e com probabilidades desiguais de seleção, para a análise dos dados da PNS, é preciso definir os fatores de expansão ou pesos amostrais dos domicílios e todos seus moradores, assim como do morador selecionado para responder a terceira parte do questionário. O peso final é um produto do inverso das probabilidades de seleção em cada estágio do plano amostral, incluídos os processos de correção de não respostas e as calibrações para ajustes dos totais populacionais conhecidos.

Peso das unidades primárias de amostragem (UPA)

Os pesos das UPA foram calculados como o produto entre o inverso da probabilidade de seleção da UPA para a Amostra Mestra e o inverso da probabilidade de seleção da UPA para a PNS:

onde

h é o índice do estrato;
i é o índice da UPA;
W_hi é o peso básico da UPA i do estrato h na PNS;
m_h é o número de UPA selecionadas no estrato h para a Amostra Mestra;
N_hi é o número de domicílios particulares permanentes ocupados, ocupados sem entrevistas realizadas (equivalentes aos domicílios fechados) e vagos na UPA i do estrato h [dados atualizados do Cadastro Nacional de Endereços para Fins Estatísticos -CNEFE - no momento da seleção das UPA para a Amostra Mestra];
N_h é o número de domicílios particulares permanentes ocupados, ocupados sem entrevistas realizadas (equivalentes aos domicílios fechados) e vagos no estrato h [dados atualizados do CNEFE no momento da seleção das UPA para a Amostra Mestra]; e
é o número de UPA selecionadas no estrato h para a PNS.

Os pesos dos domicílios e de todos seus moradores foram calculados pelo produto do peso da UPA correspondente e o inverso da probabilidade de seleção do domicílio dentro da UPA. Os pesos foram ajustados para correção de não respostas e para calibrar as estimativas com os totais populacionais conhecidos de outras fontes. Esses pesos são utilizados na análise das questões referentes às duas primeiras partes do questionário, com informações sobre características dos domicílios e todos seus moradores.

Os domicílios foram selecionados com probabilidade igual em cada UPA; assim, o peso do domicílio dentro da UPA é dado por:

onde

h é o índice do estrato;
i é o índice da UPA;
j é o índice do domicílio;
W_j|hi é o peso de seleção do domicílio j na UPA i do estrato h;
N^*_hi é o número de domicílios particulares permanentes ocupados e fechados na UPA i do estrato h [dados da última atualização do CNEFE no momento da seleção dos domicílios]; e ]]> n_hi é o número de domicílios selecionados na UPA i do estrato h.

E o peso básico do domicílio é obtido pela expressão:

Após a determinação do peso básico, fez-se um ajuste para compensar as perdas de entrevistas por não resposta, ou seja, entrevistas não realizadas por recusa do informante, impossibilidade de contato com o morador ou outro motivo para perda em domicílios ocupados.

O fator de ajuste para as perdas foi calculado pela razão entre o número de domicílios selecionados e ocupados (com morador) na UPA e o número de domicílios selecionados e ocupados com entrevista realizada na UPA. A fórmula utilizada para esse cálculo é apresentada a seguir:

onde

é o número de domicílios selecionados e ocupados (com morador) na UPA i do estrato h; e
é o número de domicílios selecionados e ocupados (com morador) com entrevista realizada na UPA i do estrato h.

Após a correção dos pesos para as não respostas, foi feito um novo ajuste nos pesos dos domicílios, denominado de calibração ou pós-estratificação. O objetivo principal da calibração dos pesos é obter estimativas coerentes com as projeções da população divulgadas pelo IBGE,^7,8 de modo que, ao estimar o total populacional de certos níveis geográficos, a estimativa obtida coincida com a estimativa populacional produzida pela Coordenação de População e Indicadores Sociais (COPIS) da Diretoria de Pesquisas do IBGE.

onde

é a estimativa populacional produzida pela COPIS para o nível geográfico d no dia 27 de julho de 2013; e
é a estimativa populacional obtida com os dados da pesquisa para o nível geográfico d.

Portanto, o peso final do domicílio, com correção para as perdas e calibração para os totais populacionais, é dado por:

Peso do morador selecionado

A seleção do morador que respondeu à entrevista individual foi feita por amostragem aleatória simples; assim, o peso do morador selecionado foi calculado pelo produto do peso do domicílio pelo número de moradores elegíveis no domicílio (equivalente ao inverso da probabilidade de seleção). Desse modo, o peso básico é dado por:

E o peso do morador selecionado, incluído o ajuste de não resposta do domicílio, é dado por:

onde

k é o índice do morador selecionado; e
O_hij é o número de moradores com 18 anos ou mais de idade no domicílio j na UPA i do estrato h.

Como houve perda de entrevista após a seleção do morador, também houve necessidade de correção de não respostas nesse estágio. Em um primeiro momento, o ajuste foi feito de maneira equivalente à já descrita, dentro da UPA, considerando-se os domicílios com entrevista do morador realizada. Após a análise das estimativas de pessoas por sexo e das características dos moradores não respondentes, decidiu-se pelo ajuste por sexo ao se perceber perda maior entre os homens, frente às mulheres. Os pesos, segundo sexo, ficaram da seguinte forma:

onde

é o número de domicílios selecionados com entrevista realizada na UPA i do estrato h; ]]> é o número de moradores selecionados com entrevista realizada na UPA i do estrato h;
indica se o morador selecionado no domicílio j da UPA i do estrato h é do sexo masculino; e
indica se o morador selecionado no domicílio j da UPA i do estrato h é do sexo feminino.

Como é feita uma amostra aleatória simples de um morador dentro do domicílio, é natural que, por conta da aleatoriedade na seleção desse morador, os totais populacionais obtidos com os fatores de expansão do morador selecionado não sejam exatamente iguais aos totais populacionais obtidos com os fatores de expansão de domicílio.

Entretanto, os moradores dos domicílios formam uma amostra muito maior que os moradores selecionados e, portanto, uma estimativa mais precisa desses totais populacionais. Para que essas estimativas ficassem iguais, optou-se por calibrar o peso do morador selecionado de maneira que os totais populacionais por sexo e classes de idade correspondessem aos totais obtidos com o peso do domicílio. As quatro classes de idade utilizadas foram: 18 a 24; 25 a 39; 40 a 59; e 60 anos e mais.

A calibração do peso do morador selecionado foi feita pela seguinte fórmula, análoga para o peso do morador selecionado do sexo feminino:

onde

é a estimativa populacional obtida com os dados dos moradores dos domicílios da pesquisa para o nível geográfico d sexo M e classe de idade c; e
é a estimativa populacional obtida com os dados dos moradores selecionados da pesquisa para o nível geográfico d sexo M e classe de idade c.

Considerações finais

Por se tratar de dados provenientes de uma amostra complexa que gera estimativas a partir de dados coletados para o domicílio e todos seus moradores (segundo estágio de seleção da amostra), assim como para os moradores de 18 anos ou mais de idade selecionados aleatoriamente (terceiro estágio), incluído um processo de calibração dos pesos em ambos os estágios, alguns cuidados devem ser levados em consideração no momento do processamento dos dados.

Toda amostra oriunda de pesquisas por conglomerados deve ser analisada em programas estatísticos com algoritmos para análise de dados complexos, capazes de corrigir o efeito que a conglomeração das unidades primárias de amostragem causa nas estimativas: o efeito do plano amostral - EPA. A maioria dos pacotes estatísticos possuem módulos ou bibliotecas capazes de corrigir o EPA, a exemplo da biblioteca Survey do pacote R, do módulo Complex Sample do SPSS, do SUDAAN, entre outros.

O processo de calibração - ou pós-estratificação - também merece cuidados especiais na hora das análises. Geralmente, quando não há calibração dos pesos, basta informar ao aplicativo estatístico, no momento da análise, as variáveis que definem os estratos, as UPA, o tipo de desenho e os pesos corrigidos pelas não respostas. Não obstante, quando os pesos passam por um processo de pós-estratificação, deve-se informar, também, as projeções populacionais e as categorias utilizadas para os ajustes dos totais populacionais no processo de calibração dos pesos. Estas informações são disponibilizadas pelo IBGE, juntamente com o banco de dados; porém, nem todo pacote estatístico capacitado para análise de dados amostrais complexos apresenta essa opção.

No caso da PNS, há um conjunto de informações referente ao domicílio e todos seus moradores - incluídos os pesos com correção de não resposta - sem a calibração e com a calibração, as projeções populacionais e as categorias das projeções populacionais. O mesmo ocorre para o morador selecionado. O importante é saber quando utilizar cada um.

Para profissionais com pouca experiência em análise de dados provenientes de amostras complexas, encontra-se disponível, no sítio eletrônico da Pesquisa Nacional de Saúde - PNS -, http://www.pns.icict.fiocruz.br/ o banco de dados e informações necessárias sobre as variáveis que definem o plano amostral e devem ser utilizadas para a análise dos dados -complexos - pelos pacotes estatísticos.

Contribuição dos autores

Souza-Júnior PRB, Freitas MPS e Antonaci GA participaram da concepção e delineamento do estudo, redação, revisão crítica do conteúdo e aprovação da versão final do manuscrito.

Szwarcwald CL participou da concepção e delineamento do estudo, revisão crítica do conteúdo e aprovação da versão final do manuscrito.

Todos os autores aprovaram a versão final do manuscrito e declaram serem responsáveis por todos os aspectos do trabalho, garantindo sua precisão e integridade.

Referências

1. Szwarcwald CL, Malta DC, Pereira CA, Vieira MLFP, Conde WL, Souza Júnior PRB, et al. National Health Survey in Brazil: design and methodology of application. Cien Saude Coletiva. 2014 Feb;19(2):333-42.

2. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Diretoria de Pesquisas. Coordenação de Trabalho e Rendimento. Sistema Integrado de Pesquisas Domiciliares - SIPD [Internet]. Rio de Janeiro: IBGE; 2007 [citado 2015 fev 2]. (Texto para discussão; 24). Disponível em: http://www.ibge.gov.br/home/estatistica/indicadores/sipd/texto_discussao_24.pdf

3. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Coordenação de Comunicação Social. Guia do Censo 2010 para jornalistas. Rio de Janeiro: IBGE; 2010. 40 p.

4. Freitas MPS, Lila MF, Azevedo RV, Antonaci GA. Amostra mestra para o Sistema Integrado de Pesquisas Domiciliares [Internet]. Rio de Janeiro: IBGE; 2007 [citado 2015 fev 2]. (Texto para discussão; 2.3). Disponível em: http://www.ibge.gov.br/home/estatistica/indicadores/sipd/texto_discussao_23.pdf

5. Freitas MPS, Antonaci GA. Sistema Integrado de Pesquisas Domiciliares: amostra mestra 2010 e amostra da PNAD contínua. Rio de Janeiro: IBGE; 2014 [citado 2015 mar 28]. (Texto para discussão; 50). Disponível em: http://biblioteca.ibge.gov.br/visualizacao/livros/liv86747.pdf

6. Cochran WG. Sampling techniques. 3th. New York: John Wiley & Sons; 1977.

7. Vasconcellos MTL, Silva PLN, Szwarcwald CL. Aspectos de amostragem da Pesquisa Mundial de Saúde no Brasil. Cad Saude Publica. 2005;21 supl 1:589-99.

8. Ruiz CMM, Silva PLN. Explorando alternativas para a calibração dos pesos amostrais da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios. In: 6° Congreso de la Asociación Latinoamericana de Población [Internet]; 2014 ago 12-15; Lima. Peru: Asociación Latinoamericana de Población; 2014 [citado 2015 fev 2]. Disponível em: http://www.alapop.org/Congreso2014/DOCSFINAIS_PDF/ALAP_2014_FINAL948.pdf

Endereço para correspondência: ]]> Paulo Roberto Borges de Souza-Júnior
- Fundação Instituto Oswaldo Cruz,
Instituto de Comunicação e
Informação Científica e
Tecnológica em Saúde/
Ministério da Saúde,
Av. Brasil, n^o 4365,
Pavilhão Haity Moussatché,
Manguinhos, Rio de Janeiro-RJ,
Brasil. CEP: 21040-360. ]]> E-mail: paulo.borges@icict.fiocruz.br

Recebido em 21/02/2015
Aprovado em 02/04/2015