Factors associated with lack of access to dental services among Brazilian adults

Márcio Vinicius de Gouveia Affonso; Aylene Bousquat; José Leopoldo Ferreira Antunes; Paulo Frazão

doi:10.11606/s1518-8787.2026060007431

. 2026 Sep 16;60:e45. doi: 10.11606/s1518-8787.2026060007431

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Factors associated with lack of access to dental services among Brazilian adults

Márcio Vinicius de Gouveia Affonso ^I, Aylene Bousquat ^I, José Leopoldo Ferreira Antunes ^II, Paulo Frazão ^I

PMCID: PMC13618993 PMID: 42820525

ABSTRACT

OBJECTIVE

To investigate the association between individual and contextual variables and lack of access to dental services among the Brazilian adult population.

METHODS

This is a cross-sectional study based on a nationally representative sample of adults aged 35 to 44 years from SB Brasil 2023. Multiple analyses were performed using multilevel logistic regression. The outcome was lack of access to dental services. Individual exposures included demographic data, income, educational attainment, and type of service sought; contextual variables included population size, socioeconomic development, and availability of public dental services in Brazilian cities.

RESULTS

It was found that 17.5% of Brazilian adults did not receive dental care when they sought it. Low educational attainment, low family income, and seeking public services increased the likelihood of lack of access. The contextual variables did not explain the outcome, in addition to the individual-level factors.

CONCLUSION

Lack of access to dental services among adults in Brazil was associated with low socioeconomic status and with those who sought public services, considering contextual variables related to the municipalities included in the study. The absence of an association between the contextual variables analyzed and lack of access may reflect the widespread availability of dental services, an extremely positive aspect of the Brazilian health system. Nevertheless, despite advances in expanding coverage and the establishment of the Política Nacional de Saúde Bucal (National Oral Health Policy) as a state policy, socioeconomic inequalities persist that limit the principle of equitable access.

DESCRIPTORS: Effective Access to Health Services, Equity in Access to Health Services, Oral Health Services, Oral Health Surveys, Socioeconomic Factors, Multilevel Analysis

INTRODUCTION

Access to health care is a complex and multidimensional concept that can be defined as the opportunity or ease with which users or communities are able to obtain appropriate care that meets their needs. User characteristics interact with factors related to institutions, organizations, and health care providers that refer to accessibility. Ensuring equitable access to health care services regardless of each user’s individual characteristics is a key priority for many health care systems and a topic on the global agenda¹.

Access to and utilization of health services are interrelated, since utilization depends on access; however, they should not be understood as synonyms, as the actual utilization of a given service also depends on individual factors^2,4. Although publications in the scientific literature may use measures of health service utilization as a proxy for access, it is important to consider that access precedes service use, and not the other way around^4,7,8. Access to health services can be assessed through four dimensions: geographic accessibility, availability, financial accessibility, and acceptability⁹. These dimensions can be affected by individual and household characteristics, such as poverty and social vulnerability, which generally have a negative impact on access⁹.

In the Brazilian context specifically, progress must be acknowledged in ensuring universal access to health services following the implementation of the Sistema Único de Saúde (SUS – Unified Health System), even though limitations generally associated with socioeconomic factors remain¹. The striking socioeconomic inequality that persists in the country exacerbates inequality in access to health care¹⁰.

A study conducted on a representative sample of the Brazilian population found that lack of access—defined as a request for dental care that was not met on the first attempt—ranged from 4.5% to 3.3% in 2003 and 2008. The disadvantage for the lowest per capita family income group was 11.0 and 7.7 times greater than that of the highest income group in the years mentioned. The rate of unmet dental care needs due to a lack of available appointments decreased by approximately 20.0% from 2003 to 2008¹¹. These findings were similar to those reported in 1998¹² and reinforce the importance of individuals’ socioeconomic status for access to dental services but provide no information on possible effects stemming from the type of service sought or contextual characteristics such as the availability of public dental services and the level of development of the user’s city of residence.

The Pesquisa Nacional de Saúde Bucal (National Oral Health Survey), conducted in 2023, included questions that allow for an analysis of access to dental services, rather than merely their utilization, as in previous editions. Respondents were asked whether, when seeking dental care, they actually received it. Approximately one-third of participants aged 35 to 44 reported not having sought dental services in the past year (36.0%), and those who sought care and were treated accounted for 42.5% of participants, with significant variations across Brazil’s geographic regions. Approximately 11.0% of Brazilian adults (aged 35 to 44) sought care but were not seen or scheduled for an appointment. However, no study has investigated the possible isolated or combined effects of individual and contextual characteristics on access to dental services.

Given the above, identifying potential factors related to access to oral health services in different Brazilian municipalities is important for broadening our understanding of this phenomenon. Thus, the objective was to investigate the association between individual and contextual variables and the lack of access to dental services among the Brazilian adult population.

METHODS

Study Design

This is a cross-sectional study that used data from the Pesquisa Nacional de Saúde Bucal—SB Brasil 2023. This survey assessed the oral health conditions of the Brazilian population in 2023 and is a household-based survey with a complex sample representative of Brazilians residing in permanent private households in urban areas throughout the country.

Study Population

The SB Brasil 2023 sample was designed to be representative of the country as a whole, of each macroregion, and of each of the 53 domains corresponding to the 26 state capitals, the Federal District, and the 26 city clusters in the interior of each state. In each of these, census tracts and households were randomly selected. Further details on the sampling process have been described in other publications^13,14. In the present study, the analysis was restricted to the adult age group, 35 to 44 years of age.

Study Variables

The outcome was lack of access to dental care, defined by responses to the following question: “In the past year, did you seek any dental care?” The response categories were: 0) I did not seek care; 1) I sought care but was not seen; 2) I sought care and was scheduled for another day/location; 3) I sought care and was seen; 9) I don’t know/did not answer. Adults who sought care but were not seen (response 1) were compared to those who sought care and were either seen or scheduled for a later date (responses 2 and 3). The exclusion of individuals who did not seek dental care is justified because the absence of a request for care does not necessarily imply a barrier to access; it may stem from the user’s self-perception that they did not feel the need to consult a healthcare professional.

The demographic and socioeconomic characteristics included were: age (35 to 39 years and 40 to 44 years), sex (male and female), educational attainment (incomplete elementary school, complete elementary school and incomplete high school, complete high school, and incomplete or complete higher education), household income in terms of minimum wages (no information, up to one minimum wage, one to three minimum wages, and more than three minimum wages), participation in the government cash transfer program—the Programa Bolsa Família (PBF – Bolsa Família Program) (no, yes, and don’t know/did not answer), and type of service sought (public/private). Due to the low number of adults who self-identified as Asian (77) and Indigenous (26), both categories were grouped under “other.” Thus, the color/race variable was analyzed in four categories (white, mixed-race, Black, and other).

Taking into account the analytical model presented in the Figure, the municipal-level contextual variables included were: population size, obtained from the 2022 Demographic Census and divided into four categories (up to 20,000 inhabitants; > 20,000 to 50,000 inhabitants; > 50,000 to 100,000 inhabitants; and > 100,000 inhabitants); the Índice Firjan de Desenvolvimento Municipal (IFDM – FIRJAN Municipal Development Index) for the year 2023, a composite indicator that combines different aspects of economic dynamics, education, and health, with values grouped into four categories: up to 0.39 (critical level); 0.40 to 0.59 (low development); 0.60 to 0.79 (medium development) and 0.80 and above (high development)¹⁵; and the potential coverage of oral health teams in primary care, as reported by the Secretaria de Atenção Primária à Saúde (Secretariat of Primary Health Care) of the Ministry of Health for July 2023, which reflects the availability of dental services within the SUS primary health care network maintained by municipalities and was divided into three categories: up to 39.9%; 40.0% to 59.9%; and 60.0% and above.

Note: individual variables (solid line); contextual variables (dashed line).

The selection of these contextual variables is based on the understanding that the territory reflects socio-spatial relationships that influence access to health services, including dental services. According to Santos and Silveira¹⁶, territory is constituted by technical, scientific, and informational densities that determine its capacity to attract activities, resources, and people. Bousquat¹⁷highlights that the territorial division of labor and varying levels of urbanization shape the distribution of health technologies, which impacts access to health services.

In this sense, even though they are aggregated indicators at the municipal level, it is possible to analyze the distribution of dental services and the territorial characteristics associated with the availability of these services. While the demographic size reflects the location’s attractiveness accumulated over its history, likely as a result of long-standing public policies that favored the growth of various economic sectors, including dental services, and the IFDM synthesizes economic, educational, and health aspects of the municipality, the potential coverage of primary oral health care represents the availability of public dental services relative to the municipality’s population. Nationwide, more than 70.0% of municipalities have 60.0% or more potential coverage for oral health in primary care, with the majority distributed among municipalities with up to 100,000 inhabitants and those with medium, low, or critical levels of development.

Data Analysis

The characteristics of the study population were described, considering the sample weight and the effect of the complex design on the sample stratification structure, using the instructions provided by the database curator and the survey package of the R software. The absolute and relative frequencies and their respective 95% intervals were described, including the population estimate.

Prior to the multilevel logistic regression analysis, multicollinearity among the individual variables was examined using the variance inflation factor (VIF) and tolerance (1/VIF) values. Next, associations were assessed between the outcome and each individual and contextual independent variable, in which adults (level 1) were grouped within cities (level 2). As a measure of association, the odds ratio (OR) and its unadjusted values were calculated. Those associations with a p-value < 0.20 were included in the multiple analysis.

An adjusted analysis was conducted to assess the contribution of each variable to the final model. Initially, a random intercept model without predictors (Model 0) was fitted to estimate the variance in the outcome across cities. Next, Model 1 included all variables with p < 0.20, excluding sex, age, and race/ethnicity, which were included as adjustment covariates. The aim was thus to operationalize the multilevel logistic regression by combining prior theoretical knowledge with the statistical potential of each variable. Models 2, 3, and 4 separately incorporated population size, socioeconomic development, and potential coverage of primary oral health care at the municipal level. For each model, the intraclass correlation coefficient was calculated to determine the magnitude of the variance among cities explained by the included variables. The likelihood ratio test with a 5% significance level was used to compare the models. Stata v.15.0 was used for statistical analysis.

RESULTS

The sample analyzed in this study consisted of 5,338 Brazilian adults aged 35 to 44 years, representing an estimated population of 19,516,563 individuals in the country (Table 1). Regarding access to dental services, among adults who reported having sought care, 82.5% (95% CI 78.6–85.8) were seen or scheduled for an appointment, while 17.5% (95% CI 14.1–21.4) did not achieve this outcome, indicating a lack of access to dental services.

Table 1. Distribution of the Brazilian adult population aged 35 to 44 years according to study variables. Brazil, 2023.

Individual variables	(19,516,563) n^a	(5,338) n^b (%)	Proportion (95% CI)
Outcome
Sought care but was not seen	3,414,272	829 (16.0)	17.5 (14.2–21.4)
Sought care and received it	16,102,291	4,509 (84.0)	82.5 (78.6–85.8)
Gender
Male	5,841,497	1,540 (29.0)	29.9 (26.6–33.5)
Female	13,675,066	3,798 (71.0)	70.1 (66.5–73.4)
Age
35 to 39 years	10,138,274	2,657 (50.0)	51.9 (47.9–56.0)
40 to 44 years	9,378,289	2,681 (50.0)	48.1 (44.0–52.1)
Race/Ethnicity
White	8,416,978	1,779 (33.0)	43.1 (39.0–47.3)
Brown	8,263,292	2,762 (52.0)	42.3 (38.2–46.6)
Black	2,521,005	694 (13.0)	12.2 (10.7–15.6)
Other	315,288	103 (2.0)	1.6 (1.0–2.7)
Programa Bolsa Família^c
No	14,560,610	3,627 (68.0)	74.6 (69.6–79.1)
Yes	3,920,342	1,428 (27.0)	20.1 (16.6–24.1)
Don’t know/did not answer	1,035,610	283 (5.0)	5.3 (2.8–9.8)
Type of service sought
Public service	9,244,010	2,687 (50.0)	47.4 (41.9–52.9)
Private services	10,272,553	2,651 (40.0)	52.6 (47.1–58.1)
Education
Incomplete elementary school	2,644,193	734 (14.0)	13.5 (11.2–16.2)
Complete elementary school and incomplete high school	3,841,540	891 (17.0)	19.7 (15.7–24.3)
Complete high school and incomplete higher education	9,069,458	2,450 (46.0)	46.5 (40.7–52.4)
Complete higher education	3,961,372	1,263 (24.0)	20.3 (16.8–24.3)
Household income in minimum wages (MW)
No information	4,554,184	1,348 (25.0)	23.3 (18.4–29.1)
Up to 1 MW	3,691,039	981 (18.0)	18.9 (14.8–23.9)
> 1 to 3 MW	6,827,223	1,829 (34.0)	35.0 (30.0–40.3)
> 3 MW	4,444,117	1,180 (22.0)	22.8 (19.0–27.0)
Municipal variables
Population size
Up to 20,000		69 (21.5)	12.8 (8.4–19.1)
> 20,000 to 50,000		69 (21.5)	12.5 (8.5–18)
> 50,000 to 100,000		56 (17.5)	10.6 (6.8–16.1)
> 100,000		126 (39.5)	64.1 (56.0–71.4)
Socioeconomic development level
Critical (< 0.4)		13 (4.0)	1.2 (0.5–2.8)
Low (0.4 to < 0.6)		128 (40.0)	23.4 (18.2–29.6)
Medium (0.6 to < 0.8)		145 (45.4)	52.0 (42.6–61.2)
High (≥ 0.8)		34 (10.6)	23.4 (16.7–31.8)
Potential oral health coverage in PC
< 40%		53 (16.6)	30.9 (21.9–41.8)
40% to < 60%		64 (20.0)	29.8 (22.9–37.9)
≥ 60%		203 (63.4)	39.2 (31.6–47.4)

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95% CI: 95% confidence interval; PC: primary care.

Note: The “Programa Bolsa Família” variable refers to participation in the government cash transfer program.

^a Equivalent to the population estimate.

^b Sample from the SB Brasil 2023 study (%).

^c Government conditional cash transfer program.

In the study population, there was a balance between the 35–39 (51.9%; 95% CI 47.8–56.0) and 40–44 (48.1%; 95% CI 44.0–52.1) age groups. Women predominated (70.1%; 95% CI 66.5–73.4), as did adults who self-identified as white (43.1%; 95% CI 39.0–47.3) and mixed-race (42.3%; 95% CI 38.2–46.6), as well as those who did not receive government assistance (74.6%; 95% CI 69.6–79.1). Nearly half of the sample (46.5%; 95% CI 40.7–52.4) had complete high school or had not completed higher education, and regarding household income, 35.0% (95% CI 30.0–40.3) earned between one and three minimum wages. Regarding the type of service sought, 47.4% (95% CI 41.9–52.9) sought care at a public facility and 52.6% (95% CI 47.1–58.1) at a private facility.

Table 2 shows the unadjusted analysis. Lower levels of education and income, participation in the PBF, and seeking public dental care were significantly associated with a higher likelihood of lack of access to dental services. Adults who had completed elementary school or had not completed high school were nearly three times more likely to lack access (OR = 2.87; 95% CI 2.21–3.72; p < 0.000) compared to those who had completed higher education. A similar finding was observed when comparing adults with a household income of up to one minimum wage to those with an income exceeding three minimum wages (OR = 2.36; 95% CI 1.80–3.08; p = 0.000). Individuals enrolled in the PBF were 26% more likely to lack access (OR = 1.26; 95% CI 1.05–1.50; p = 0.009) compared to non-beneficiaries. Those who sought public dental care were more than twice as likely to lack access (OR = 2.25; 95% CI 1.91–2.66; p < 0.000) compared to those who sought private care. There was no significant association between the outcome and the variables age (p = 0.474), sex (p = 0.816), and categories of skin color/race.

Table 2. Unadjusted multilevel logistic regression for lack of access to dental services according to individual and contextual variables in the Brazilian adult population aged 35 to 44 years. Brazil, 2023 (5,338 adults in 320 cities).

Individual variables	Sought care but was not seen or scheduled
Individual variables	n	%	OR	95% CI	p
Gender
Male	237	16.8	Ref.
Female	592	17.8	1.02	0.86–1.20	0.816
Age
35 to 39 years	404	19.2	Ref.
40 to 44 years	425	15.7	1.05	0.90–1.23	0.474
Race/Ethnicity
White	251	18.3	Ref.
Brown	446	17.4	1.07	0.89–1.29	0.495
Black	112	14.7	1.16	0.90–1.50	0.261
Other	20	20.6	1.41	0.83–2.39	0.204
Programa Bolsa Família
No	514	16.2	Ref.
Yes	246	20.1	1.26	1.05–1.50	0.009
Don’t know/did not answer	69	25.3	1.70	1.23–2.34	0.001
Type of service Sought
Private	274	16.2	Ref.
Public	555	18.9	2.25	1.91–2.66	< 0.000
Education
Incomplete elementary school	115	8.8	Ref.
Complete elementary school and incomplete high school	380	18.6	1.85	1.47–2.32	< 0.000
Complete high school and incomplete higher education	197	23.5	2.87	2.21–3.72	< 0.000
Complete higher education	137	18	2.55	1.92–3.37	< 0.000
Household income in minimum wages (MW)
> 3 MW	117	10.4	Ref.
> 1 to 3 MW	285	13.5	1.65	1.30–2.10	< 0.000
Up to 1 MW	188	26.7	2.36	1.80–3.08	< 0.000
No information	239	22.9	1.88	1.46–2.42	< 0.000
Municipal variables
Population size
> 100,000	126	16.1	Ref.
> 50,000 to 100,000	56	17.6	1.13	0.70–1.82	0.604
> 20,000 to 50,000	69	17.5	1.24	0.82–1.88	0.290
Up to 20,000	69	24.2	1.34	0.87–2.06	0.175
Socioeconomic development level
High (≥ 0.8)	34	12.2	Ref.
Medium (0.6 to < 0.8)	145	19.5	1.47	0.89–2.43	0.126
Low (0.4 to < 0.6)	128	17.4	1.49	0.88–2.54	0.135
Critical (< 0.4)	13	33.6	1.91	0.77–4.75	0.158
Potential oral health coverage in PC
≥ 60%	203	19.5	Ref.
40% to < 60%	64	9.7	0.68	0.47–0.98	0.040
< 40%	53	22.4	1.05	0.70–1.58	0.779

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OR: odds ratio; 95% CI: 95% confidence interval; PC: primary care.

Note: The “Programa Bolsa Família” variable refers to participation in the government cash transfer program. Bold values represent significant associations.

Regarding contextual variables, only oral health coverage in primary care between 40.0% and 60.0% was associated with a lower likelihood of lack of access (OR = 0.68; 95% CI 0.47–0.98; p = 0.040) compared to coverage of 60.0% or higher. The other contextual variables did not show statistically significant associations (Table 2). When examining the characteristics of the municipalities where the study population resided, a significant association was observed between municipalities with more than 100,000 inhabitants and primary care oral health coverage rates below 60.0% (p < 0.000), and between municipalities with low and critical levels of development and primary care oral health coverage rates of 60.0% or higher (p < 0.000) (data not shown in Table 2).

In the adjusted multilevel model (Table 3), the associations between lack of access, educational attainment, household income, and type of service sought remained significant, even after adjusting for sex and age (Model 1). Adults who had not completed elementary school were 1.75 (95% CI 1.28–2.38) times more likely to lack access to dental services compared to individuals who had completed higher education. This likelihood was 2.10 (95% CI 1.59–2.79) times higher for adults who had completed elementary school but not high school. Regarding income, individuals with a household income below the minimum wage were 1.51 (95% CI 1.12–2.04) times more likely to experience a lack of access. Adults who sought public dental services were nearly twice as likely to be unable to access care (OR = 1.90; 95% CI 1.59–2.26).

Table 3. Multilevel logistic regression adjusted for lack of access to dental services according to individual and contextual variables in the Brazilian adult population aged 35 to 44 years. Brazil, 2023 (5,338 adults in 320 cities).

Fixed effects	Model 1^a	Model 2^a	Model 3^a	Model 4^a
Individual variables	OR (95% CI)	OR (95% CI)	OR (95% CI)	OR (95% CI)
Bolsa Família Program
No	Ref.	Ref.	Ref.	Ref.
Yes	0.88 (0.73–1.07)	0.88 (0.73–1.07)	0.90 (0.73–1.08)	0.89 (0.73–1.08)
Don’t know/did not answer	1.26 (0.90–1.77)	1.26 (0.90–1.78)	1.26 (0.89–1.77)	1.26 (0.89–1.77)
Type of service sought
Private	Ref.	Ref.	Ref.	Ref.
Public	1.90 (1.60–2.26)	1.90 (1.59–2.26)	1.90 (1.58–2.27)	1.92 (1.61–2.28)
Education
Complete higher education	Ref.	Ref.	Ref.	Ref.
Complete high school and incomplete higher education	1.46 (1.15–1.87)	1.47 (1.16–1.88)	1.47 (1.15–1.87)	1.46 (1.15–1.87)
Complete elementary school and incomplete high school	2.12 (1.60–2.82)	2.14 (1.61–2.83)	2.13 (1.61–2.83)	2.13 (1.61–2.82)
Incomplete elementary school	1.75 (1.28–2.39)	1.75 (1.28–2.38)	1.76 (1.29–2.40)	1.76 (1.29–2.40)
Household income in minimum wages
> 3 MW	Ref.	Ref.	Ref.	Ref.
> 1 to 3 MW	1.22 (0.94–1.58)	1.22 (0.94–1.57)	1.22 (0.94–1.57)	1.23 (0.95–1.58)
Up to 1 MW	1.52 (1.13–2.05)	1.51 (1.12–2.04)	1.51 (1.12–2.03)	1.52 (1.13–2.05)
No information	1.35 (1.02–1.77)	1.35 (1.03–1.77)	1.35 (1.02–1.77)	1.33 (1.01–1.75)
Municipal variables
Population size
> 100,000		Ref.
> 50,000 to 100,000		1.11 (0.69–1.78)
> 20,000 to 50,000		1.21 (0.80–1.83)
Up to 20,000		1.14 (0.74–1.74)
Socioeconomic development level
High (≥ 0.8)			Ref.
Medium (0.6 to < 0.8)			1.34 (0.82–2.18)
Low (0.4 to < 0.6)			1.21 (0.71–2.05)
Critical (< 0.4)			1.52 (0.61–3.75)
Potential oral health coverage in PC
≥ 60%				Ref.
40% to < 60%				0.73 (0.51–1.04)
< 40%				1.22 (0.81–1.83)
Random effects	Estimates
Variance (standard error)	0.405 (0.150)	0.390 (0.146)	0.409 (0.150)	0.420 (0.148)
Empty model 0.483 (0.163)
Percentage of variance explained	16.1%	3.2%	-0.8%	-3.1%
Likelihood ratio test	< 0.000	< 0.000	< 0.000	< 0.000
ICC	16.1	19.3	15.3	13.0

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OR: odds ratio; 95% CI: 95% confidence interval; PC: primary care; MW: minimum wage; ICC: intraclass correlation coefficient.

Note: ICC corresponds to the percentage of total variance at level 2 explained by the model; the “Programa Bolsa Família” variable refers to participation in the government cash transfer program. Bold values represent significant associations.

^a Adjusted for demographic variables (sex, age, and race/ethnicity).

Among the municipal variables, no significant associations were observed in the final model. The OR values for municipalities with intermediate oral health coverage in primary care (40.0% to 60.0%) lost statistical significance after adjustment for individual variables (OR = 0.73; 95% CI 0.51–1.04; p = 0.079) compared to municipalities with higher coverage (greater than or equal to 60.0%). The variance among the studied municipalities decreased from 0.48 in the null model to 0.41 in Model 1 and 0.39 in Model 2. The inclusion of population size explained 19.3% of the total variance.

DISCUSSION

The results showed that socioeconomic status, as reflected by low levels of education and family income, and the use of public services were significantly associated with a lack of access to dental services among Brazilian adults, considering their distribution across cities, after adjusting for sociodemographic factors and the characteristics of the municipalities of residence related to population size, socioeconomic development, and potential coverage of dental services in the primary health care system. Contextual factors did not explain the outcome in addition to individual-level factors. This result is also relevant because it is consistent with the hypothesis of the widespread availability of dental services across the country’s different municipalities.

Unlike the literature on characteristics linked to the use of health services, there is a lack of studies investigating factors associated with access to these services⁶. The multiplicity of definitions and interpretations of the term and the frequent use of the concept of utilization as a proxy for access may be linked to this gap. With a greater focus on individual characteristics, Nunes et al.¹⁸ observed that lack of access was more frequent among individuals with lower income, but the same pattern was not observed when service utilization was assessed. This finding serves as a warning regarding the conceptual differences between the terms and reinforces the importance of studies that treat access as a distinct and multifactorial phenomenon, as proposed by this study.

The unfavorable results for adults with lower income and educational attainment were consistent with two Brazilian population-based studies^11,19. The observed discrepancies relate to estimates of lack of access and can be attributed primarily to differences in the age of the population under study and the indicator used. While in the present study, the rate was 17.5% among adults aged 35 to 44 who sought care but were not seen or scheduled an appointment in the past 12 months, the study using data from a 2009 telephone survey reported a rate of 15.2% for the same indicator, but the population aged 18 and older residing in the 26 state capitals and the Federal District¹⁹, and in the study using data from the Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (National Household Sample Survey) for the years 2003 and 2008, rates of 4.5% and 3.3%, respectively, were reported, considering only the last two weeks and all age groups¹¹.

Chaves et al.²⁰ and Carreiro et al.²¹ investigated the lack of access to dental services in municipalities in the states of Bahia and Minas Gerais, respectively. A lack of access was reported by 15.2% of individuals in the municipalities in Bahia and by 10.3% in the municipality in Minas Gerais²¹. While Chaves et al.²⁰ defined access as synonymous with accessibility, that is, characteristics of the services that facilitate their use by patients, Carreiro et al.²¹ defined access as the receipt of care in response to an individual’s request for assistance.

According to Almeida et al.⁶, universal health care systems, such as the SUS, hold great potential for reducing inequities in access to health care services. However, in the present study, a higher likelihood of lack of access was observed among adults who sought care through the public health system. One might hypothesize that when adults seek dental care at public facilities, they are exposed to services with organizational characteristics that are incompatible with their needs (incompatible shifts and/or operating hours, long lines, low efficiency, and geographic locations that are difficult to access)²². In this regard, Chaves et al.²⁰ recommended several strategies for scheduling appointments, which could help replace no-shows and reduce waiting lines for care. Furthermore, a study conducted in more than 18,000 public facilities in 2014 showed that only 14.8% of them had all the necessary supplies to perform primary care dental procedures²³. For that same year, there was one dentist affiliated with the SUS for approximately 4,000 people, while in the private sector, the ratio was 1 to 649 inhabitants²⁴.

In addition to these factors related to the public health system, the socioeconomic and structural conditions of the areas where such services are located could also be associated with access among the adult population^17,25. Factors related to transportation and the low availability of dental services in certain localities could act as barriers limiting access to these services²⁶. However, the observed results were consistent with the hypothesis of widespread availability of dental services across the country’s different municipalities; that is, the heterogeneity that characterizes municipalities in terms of population size, socioeconomic development, and the provision of public dental services at the primary care level was not significant enough to reflect relevant differences in access among Brazilian adults.

Among the study’s limitations, the inclusion of the PBF and household income variables with missing data in the analysis could have been raised as an issue. Since research on contextual factors related to access is scarce, and removing these observations could have reduced the number of cities included, the decision was made to treat these observations as a separate category to preserve the variety of level 2 observations and the interpretability of the findings. The type of access measure represented by self-report could be viewed as a limitation if the study’s focus were directed toward the characteristics of dental service provision. However, since the focus was on investigating access from the perspective of the urban adult population’s experience, the in-home interview can be considered the most appropriate data collection technique. Added to this are the methodological rigor and instrument validation that characterized the study¹³. The study design does not allow for interpreting the observed associations as cause-and-effect relationships or extrapolating the findings to the adult population residing in rural areas. Determining such relationships requires other types of studies and variables. For example, studies that include organizational variables linked to the characteristics of service provision may help elucidate the role these characteristics play in facilitating or hindering access among the adult population. Despite these limitations, it is worth highlighting the relevance of this study in analyzing the lack of access to dental services—defined as the failure to obtain care after identifying a need and seeking services—based on a complex population-based sample from the Pesquisa Nacional SB Brasil 2023 (2023 SB Brasil National Survey). Although the concept may take on different meanings in the scientific literature, a common aspect is that access, whether to a service, a service provider, or an institution, is defined in relation to the individual’s needs¹. Another key point worth mentioning was the use of multilevel analysis, which allowed us to understand access to dental services based on the interaction between individual and contextual determinants, considering the socioeconomic and territorial characteristics of the municipalities—a perspective that has been little studied.

In conclusion, the lack of access to dental services among adults was associated with low socioeconomic status and with seeking public dental care, considering differences among municipalities related to population size, development, and the potential coverage of dental services within the primary health care network. The absence of an association between the contextual variables analyzed and the lack of access may reflect the widespread availability of dental services, an extremely positive aspect of the Brazilian health system. Nevertheless, despite advances in expanding coverage and the establishment of the Política Nacional de Saúde Bucal (National Oral Health Policy) as a state policy, socioeconomic inequalities persist that limit the principle of equitable access.

Funding Statement

Funding: Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior - Brasil (Capes - funding code 001).

Footnotes

Data Availability: The data used in this study are from SB Brasil 2023 and are available upon request.

Funding: Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior - Brasil (Capes - funding code 001).

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Fatores associados à falta de acesso aos serviços odontológicos por adultos brasileiros

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RESUMO

OBJETIVO

Investigar a associação de variáveis individuais e contextuais com a falta de acesso aos serviços odontológicos pela população adulta brasileira.

MÉTODOS

Trata-se de um estudo transversal, com base em amostra representativa nacional de indivíduos adultos de 35 a 44 anos, proveniente do SB Brasil 2023. Foram feitas análises múltiplas por meio de regressão logística multinível. O desfecho foi a falta de acesso aos serviços odontológicos. As exposições individuais foram dados demográficos, renda, escolaridade, tipo de serviço procurado, e as variáveis contextuais foram porte populacional, desenvolvimento socioeconômico e disponibilidade de serviço público odontológico em cidades brasileiras.

RESULTADOS

Identificou-se que 17,5% dos adultos brasileiros não obtiveram atendimento odontológico quando procuraram. Baixo nível de escolaridade, de renda familiar e procura por serviço público aumentaram a chance de falta de acesso. As variáveis contextuais não explicaram o desfecho, adicionalmente aos fatores de ordem individual.

CONCLUSÃO

A falta de acesso aos serviços odontológicos no Brasil em adultos mostrou associação com a baixa condição socioeconômica e com aqueles que procuraram serviço público, considerando variáveis contextuais relacionadas aos municípios do estudo. A ausência de associação entre as variáveis contextuais analisadas e a falta de acesso pode refletir a capilaridade dos serviços odontológicos, um aspecto extremamente positivo do sistema de saúde brasileiro. Ainda assim, a despeito dos avanços na ampliação da cobertura e da instituição da Política Nacional de Saúde Bucal como política de Estado, persistem desigualdades socioeconômicas que limitam o princípio da equidade de acesso.

DESCRITORES: Acesso Efetivo aos Serviços de Saúde, Equidade no Acesso aos Serviços de Saúde, Serviços de Saúde Bucal, Inquéritos de Saúde Bucal, Fatores Socioeconômicos, Análise Multinível

INTRODUÇÃO

O acesso aos serviços de saúde é um conceito complexo e multidimensional que pode ser definido como a oportunidade ou facilidade com que usuários ou comunidades conseguem cuidados apropriados compatíveis com suas necessidades. As características dos usuários interagem com fatores relacionados a instituições, organizações e provedores de saúde que dizem respeito à acessibilidade. Assegurar equidade de acesso aos serviços de saúde independentemente das características individuais de cada usuário é uma importante prioridade de muitos sistemas de saúde e um tema da agenda global¹.

Acesso e utilização de serviços de saúde estão inter-relacionados, uma vez que a utilização é dependente do acesso, entretanto, não devem ser entendidos como sinônimos, pois a utilização efetiva de um dado serviço depende, também, de aspectos individuais^2,4. Ainda que possam ser encontradas publicações na literatura científica com medidas de utilização dos serviços de saúde como proxy para o acesso, é importante considerar que o acesso antecede o uso do serviço, e não o contrário^4,7,8. O acesso aos serviços de saúde pode ser avaliado por meio de quatro dimensões: acessibilidade geográfica, disponibilidade, acessibilidade financeira e aceitabilidade⁹. Essas dimensões podem ser afetadas por características individuais e domiciliares, como a pobreza e a vulnerabilidade social, o que geralmente contribui negativamente ao acesso⁹.

No contexto brasileiro especificamente, há de se reconhecer avanços na garantia do acesso universal aos serviços de saúde a partir da implementação do Sistema Único de Saúde (SUS), ainda que limitações geralmente associadas a fatores socioeconômicos permaneçam¹. A marcante desigualdade socioeconômica que persiste no país acentua a desigualdade no acesso à saúde¹⁰.

Estudo realizado em amostra representativa da população brasileira apontou que a falta de acesso – entendida como procura por serviço odontológico que não foi atendida na primeira tentativa – variou de 4,5% para 3,3% nos anos de 2003 e 2008. A desvantagem para o menor nível de renda familiar per capita foi 11,0 e 7,7 vezes maior em relação ao maior nível de renda nos anos mencionados. O não atendimento odontológico devido à falta de vagas diminuiu cerca de 20,0% de 2003 a 2008¹¹. Estes achados foram similares aos encontrados em 1998¹² e reforçam a importância da condição socioeconômica dos indivíduos para o acesso aos serviços odontológicos, mas nada informam sobre possível efeito decorrente do tipo de serviço procurado e de características contextuais como a disponibilidade de serviços públicos odontológicos e o grau de desenvolvimento da cidade de residência do usuário.

A Pesquisa Nacional de Saúde Bucal, realizada no ano de 2023, trouxe questões que permitem a análise do acesso aos serviços odontológicos, e não somente sua utilização como nas edições anteriores. Os entrevistados responderam se, ao procurarem atendimento odontológico, de fato o obtiveram. Aproximadamente um terço dos participantes de 35 a 44 anos relatou não ter procurado serviços odontológicos no último ano (36,0%), e os que procuraram e foram atendidos corresponderam a 42,5% dos participantes, com importantes variações entre as regiões geográficas brasileiras. Aproximadamente 11,0% dos adultos brasileiros (com idades entre 35 e 44 anos) procuraram atendimento e não foram atendidos ou agendados. Entretanto, nenhuma pesquisa investigou possíveis efeitos isolados ou combinados decorrentes das características individuais e contextuais sobre o acesso aos serviços odontológicos.

Diante do exposto, identificar possíveis fatores relacionados ao acesso aos serviços de saúde bucal em diferentes municípios brasileiros é relevante para ampliar a compreensão sobre o fenômeno. Assim, o objetivo foi investigar a associação de variáveis individuais e contextuais com a falta de acesso aos serviços odontológicos pela população adulta brasileira.

MÉTODOS

Desenho do Estudo

Trata-se de estudo transversal que utilizou dados da Pesquisa Nacional de Saúde Bucal – SB Brasil 2023. Esta pesquisa avaliou as condições de saúde bucal da população brasileira no ano de 2023 e se configura como um inquérito de base domiciliar, com amostragem complexa representativa de brasileiros residentes em domicílios particulares permanentes em área urbana de todo o território nacional.

População do Estudo

A amostra do SB Brasil 2023 foi dimensionada para ser representativa do país como um todo, de cada macrorregião e de cada um dos 53 domínios correspondentes às 26 capitais das Unidades Federativas, ao Distrito Federal, e aos 26 agrupamentos de cidades do interior de cada estado. Em cada, foram sorteados setores censitários e domicílios. Mais detalhes sobre o processo de amostragem foram descritos em outras publicações^13,14. No presente estudo, a análise foi restrita ao grupo etário adulto, de 35 a 44 anos de idade.

Variáveis do Estudo

O desfecho foi a falta de acesso ao serviço odontológico, definida pelas respostas à seguinte pergunta: ”No último ano, procurou algum serviço odontológico?”. As categorias de resposta foram: 0) Não procurei; 1) Procurei e não fui atendido; 2) Procurei e fui agendado para outro dia/outro local; 3) Procurei e fui atendido; 9) Não sei/não respondeu. Os adultos que procuraram e não foram atendidos (resposta 1) foram comparados àqueles que procuraram e conseguiram atendimento ou agendamento (respostas 2 e 3). A exclusão dos indivíduos que não buscaram atendimento odontológico justifica-se porque a ausência de procura não implica, obrigatoriamente, barreira de acesso, podendo decorrer da autopercepção do usuário que não sentiu necessidade de consultar um profissional de saúde.

As características demográficas e socioeconômicas incluídas foram: idade (35 a 39 anos e 40 a 44 anos), sexo (masculino e feminino), escolaridade (ensino fundamental incompleto, ensino fundamental completo e médio incompleto, ensino médio completo e ensino superior incompleto e ensino superior completo), renda familiar em salários mínimos (sem informação, até um salário mínimo, de um a três salários mínimos e mais que três salários mínimos), participação em programa governamental de transferência de renda – Programa Bolsa Família (PBF) (não, sim e não sabe/não respondeu) e tipo de serviço procurado (público/privado). Devido à baixa frequência de adultos autodeclarados amarelos (77) e indígenas (26), ambas as categorias foram agrupadas na categoria ”outras”. Assim, a variável cor/raça foi analisada em quatro categorias (branca, parda, preta e outras).

Levando em consideração o modelo de análise apresentado na Figura, as variáveis contextuais de nível municipal incluídas foram: porte demográfico, obtido com base no Censo Demográfico de 2022, e separado em quatro categorias (até 20 mil habitantes; > 20 a 50 mil habitantes; > 50 a 100 mil habitantes e > 100 mil habitantes); índice Firjan de Desenvolvimento Municipal (IFDM) para o ano de 2023, um indicador composto que combina diferentes aspectos da dinâmica econômica, da educação e da saúde, cujos valores estão agrupados em quatro categorias: até 0,39 (nível crítico); 0,40 a 0,59 (baixo desenvolvimento); 0,60 a 0,79 (médio desenvolvimento) e 0,80 e mais (alto desenvolvimento)¹⁵; e a cobertura potencial de equipes de saúde bucal na atenção básica, disponibilizada pela Secretaria de Atenção Primária à Saúde do Ministério da Saúde para julho de 2023, que reflete a disponibilidade de serviços odontológicos da rede de atenção básica à saúde do SUS mantida pelos municípios e foi dividida em três categorias: até 39,9%; de 40,0% a 59,9% e de 60,0% e mais.

A seleção destas variáveis contextuais se fundamenta na compreensão de que o território expressa relações socioespaciais que influenciam o acesso aos serviços de saúde, inclusive os odontológicos. Para Santos e Silveira¹⁶, o território é constituído por densidades técnicas, científicas e informacionais que determinam sua capacidade de atrair atividades, recursos e também pessoas. Bousquat¹⁷ destaca que a divisão territorial do trabalho e os distintos níveis de urbanização moldam a distribuição das tecnologias em saúde, o que impacta o acesso aos serviços de saúde.

Nesse sentido, ainda que se configurem como indicadores agregados ao nível municipal, é possível analisar a distribuição dos serviços odontológicos e as características territoriais associadas à disponibilidade desses serviços. Enquanto o porte demográfico reflete o poder de atração do local acumulado ao longo de sua história, provavelmente como efeito de políticas públicas de longa duração que favoreceram o crescimento de diversos setores econômicos, incluindo o de serviços odontológicos, e o IFDM sintetiza aspectos econômicos, educacionais e de saúde do município, a cobertura potencial da atenção básica em saúde bucal representa a disponibilidade de serviços públicos odontológicos em relação à população do município. No país, mais de 70,0% dos municípios têm 60,0% ou mais de cobertura potencial de saúde bucal na atenção básica, sendo que a maioria se distribui entre os municípios com até 100 mil habitantes e os municípios com desenvolvimento médio, baixo ou crítico.

Análise dos Dados

Realizou-se a descrição das características da população do estudo considerando o peso amostral e o efeito do desenho complexo na estrutura de estratificação da amostra, com o auxílio das instruções fornecidas pelo curador do banco de dados e do pacote survey do software R. As frequências absoluta e relativa e respectivos intervalos de confiança de 95% (IC95%) foram descritos incluindo a estimativa populacional.

Previamente à análise de regressão logística multinível, a colinearidade entre as variáveis individuais foi examinada por meio dos valores do fator de inflação da variância (VIF) e de tolerância (1/VIF). Em seguida, foram avaliadas as associações entre o desfecho e cada variável independente individual e contextual, na qual os adultos (nível 1) foram agrupados dentro das cidades (nível 2). Como medida de associação, foram calculados os valores de odds ratio (OR) e respectivos IC95% não ajustados. Aquelas relações que apresentaram valor de p < 0,20 foram incluídas na análise múltipla.

Procedeu-se à análise ajustada para verificar a contribuição de cada variável no modelo final. Inicialmente, um modelo de intercepto aleatório sem preditores (Modelo 0) foi ajustado para estimar a variância do desfecho entre as cidades. Em seguida, o Modelo 1 incluiu todas as variáveis com p < 0,20, excetuando-se sexo, idade e cor/raça, incluídas como covariáveis de ajuste. Buscou-se, dessa forma, a operacionalização da regressão logística multinível a partir da combinação de conhecimento teórico prévio e do potencial estatístico de cada variável. Os Modelos 2, 3 e 4 incorporaram separadamente o porte populacional, o desenvolvimento socioeconômico e a cobertura potencial da atenção básica de saúde bucal em nível municipal. Para cada modelo, o coeficiente de correlação intraclasse foi calculado para determinar a magnitude da variância entre as cidades que foi explicada pelas variáveis incluídas. O teste da razão de verossimilhança com nível de significância de 5% foi adotado para comparar os modelos. O Stata v.15.0 foi usado na análise estatística.

RESULTADOS

A amostra analisada neste estudo foi composta por 5.338 adultos brasileiros de 35 a 44 anos de idade, o que representa uma população estimada de 19.516.563 indivíduos no país (Tabela 1). Em relação ao acesso aos serviços odontológicos, dos adultos que relataram ter procurado um serviço, 82,5% (IC95% 78,6–85,8) foram atendidos ou agendados, enquanto 17,5% (IC95% 14,1–21,4) não obtiveram esse desfecho, configurando a falta de acesso aos serviços odontológicos.

Tabela 1. Distribuição da população de adultos brasileiros de 35 a 44 anos de idade segundo as variáveis do estudo. Brasil, 2023.

Variáveis individuais	(19.516.563) n^a	(5.338) n^b (%)	Proporção (IC95%)
Desfecho
Procurou e não foi atendido	3.414.272	829 (16,0)	17,5 (14,2–21,4)
Procurou e foi atendido	16.102.291	4.509 (84,0)	82,5 (78,6–85,8)
Sexo
Masculino	5.841.497	1.540 (29,0)	29,9 (26,6–33,5)
Feminino	13.675.066	3.798 (71,0)	70,1 (66,5–73,4)
Idade
35 a 39 anos	10.138.274	2.657 (50,0)	51,9 (47,9–56,0)
40 a 44 anos	9.378.289	2.681 (50,0)	48,1 (44,0–52,1)
Cor/raça
Branca	8.416.978	1.779 (33,0)	43,1 (39,0–47,3)
Parda	8.263.292	2.762 (52,0)	42,3 (38,2–46,6)
Preta	2.521.005	694 (13,0)	12,2 (10,7–15,6)
Outras	315.288	103 (2,0)	1,6 (1,0–2,7)
Programa Bolsa Família^c
Não	14.560.610	3.627 (68,0)	74,6 (69,6–79,1)
Sim	3.920.342	1.428 (27,0)	20,1 (16,6–24,1)
Não sabe/não respondeu	1.035.610	283 (5,0)	5,3 (2,8–9,8)
Tipo de serviço procurado
Serviço público	9.244.010	2.687 (50,0)	47,4 (41,9–52,9)
Serviços particulares	10.272.553	2.651 (40,0)	52,6 (47,1–58,1)
Escolaridade
Ensino fundamental incompleto	2.644.193	734 (14,0)	13,5 (11,2–16,2)
Ensino fundamental completo e médio incompleto	3.841.540	891 (17,0)	19,7 (15,7–24,3)
Ensino médio completo e ensino superior incompleto	9.069.458	2.450 (46,0)	46,5 (40,7–52,4)
Ensino superior completo	3.961.372	1.263 (24,0)	20,3 (16,8–24,3)
Renda familiar em salários mínimos (SM)
Sem informação	4.554.184	1.348 (25,0)	23,3 (18,4–29,1)
Até 1 SM	3.691.039	981 (18,0)	18,9 (14,8–23,9)
> 1 a 3 SM	6.827.223	1.829 (34,0)	35,0 (30,0–40,3)
> 3 SM	4.444.117	1.180 (22,0)	22,8 (19,0–27,0)
Variáveis municipais
Porte demográfico
Até 20 mil		69 (21,5)	12,8 (8,4–19,1)
> 20 a 50 mil		69 (21,5)	12,5 (8,5–18)
> 50 a 100 mil		56 (17,5)	10,6 (6,8–16,1)
> 100 mil		126 (39,5)	64,1 (56,0–71,4)
Nível de desenvolvimento socioeconômico
Crítico (< 0,4)		13 (4,0)	1,2 (0,5–2,8)
Baixo (0,4 a < 0,6)		128 (40,0)	23,4 (18,2–29,6)
Médio (0,6 a < 0,8)		145 (45,4)	52,0 (42,6–61,2)
Alto (≥ 0,8)		34 (10,6)	23,4 (16,7–31,8)
Cobertura potencial de saúde bucal na AB
< 40%		53 (16,6)	30,9 (21,9–41,8)
40% a < 60%		64 (20,0)	29,8 (22,9–37,9)
≥ 60%		203 (63,4)	39,2 (31,6–47,4)

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IC95%: intervalo de confiança de 95%; AB: atenção básica.

Nota: variável Programa Bolsa Família referente à adesão no programa de transferência de renda governamental.

^a Equivalente à estimativa populacional.

^b Amostra do estudo SB Brasil 2023 (%).

^c Programa governamental de transferência condicionada de renda.

Na população do estudo, houve equilíbrio entre as faixas etárias de 35 a 39 (51,9%; IC95% 47,8–56,0) e 40 a 44 (48,1%; IC95% 44,0–52,1). Predominaram mulheres (70,1%; IC95% 66,5–73,4), adultos autodeclarados brancos (43,1%; IC95% 39,0–47,3) e pardos (42,3%; IC95% 38,2–46,6) e que não recebiam auxílio governamental (74,6%; IC95% 69,6–79,1). Quase metade da amostra (46,5%; IC95% 40,7–52,4) possuía ensino médio completo ou superior incompleto, e em relação à renda familiar, 35,0% (IC95% 30,0–40,3) recebiam de um a três salários mínimos. Quanto ao tipo de serviço procurado, 47,4% (IC95% 41,9–52,9) demandaram um estabelecimento público e 52,6% (IC95% 47,1–58,1) um serviço privado.

Na Tabela 2, é mostrada a análise não ajustada. Níveis mais baixos de escolaridade e renda, participação do PBF e procura por serviço odontológico público mostraram-se significativamente associados a maior chance de falta de acesso aos serviços odontológicos. Adultos com ensino fundamental completo ou médio incompleto apresentaram quase três vezes mais chances de falta de acesso (OR = 2,87; IC95% 2,21–3,72; p < 0,000), em comparação àqueles com ensino superior completo. Valor próximo foi observado na comparação dos adultos com renda familiar de até um salário mínimo e aqueles com renda superior a três salários mínimos (OR = 2,36; IC95% 1,80–3,08; p = 0,000). Os indivíduos ligados ao PBF tiveram 26% mais chance de falta de acesso (OR = 1,26; IC95% 1,05–1,50; p = 0,009) em comparação aos não beneficiários. Os que procuraram por serviço odontológico público apresentaram mais que o dobro de chances de não obterem acesso (OR = 2,25; IC95% 1,91–2,66; p < 0,000), em comparação aos que buscaram serviços particulares. Não houve associação significativa entre o desfecho e as variáveis idade (p = 0,474), sexo (p = 0,816) e as categorias de cor/raça.

Tabela 2. Regressão logística multinível não ajustada para falta de acesso aos serviços odontológicos segundo as variáveis individuais e contextuais da população de adultos brasileiros de 35 a 44 anos de idade. Brasil, 2023 (5.338 adultos em 320 cidades).

Variáveis individuais	Procurou e não foi atendido/agendado
Variáveis individuais	n	%	OR	IC95%	p
Sexo
Masculino	237	16,8	Ref.
Feminino	592	17,8	1,02	0,86–1,20	0,816
Idade
35 a 39 anos	404	19,2	Ref.
40 a 44 anos	425	15,7	1,05	0,90–1,23	0,474
Cor/raça
Branca	251	18,3	Ref.
Parda	446	17,4	1,07	0,89–1,29	0,495
Preta	112	14,7	1,16	0,90–1,50	0,261
Outras	20	20,6	1,41	0,83–2,39	0,204
Programa Bolsa Família
Não	514	16,2	Ref.
Sim	246	20,1	1,26	1,05–1,50	0,009
Não sabe/não respondeu	69	25,3	1,70	1,23–2,34	0,001
Tipo de serviço procurado
Privado	274	16,2	Ref.
Público	555	18,9	2,25	1,91–2,66	< 0,000
Escolaridade
Ensino superior completo	115	8,8	Ref.
Ensino médio completo e ensino superior incompleto	380	18,6	1,85	1,47–2,32	< 0,000
Ensino fundamental completo e médio incompleto	197	23,5	2,87	2,21–3,72	< 0,000
Ensino fundamental incompleto	137	18	2,55	1,92–3,37	< 0,000
Renda familiar em salários mínimos (SM)
> 3 SM	117	10,4	Ref.
> 1 a 3 SM	285	13,5	1,65	1,30–2,10	< 0,000
Até 1 SM	188	26,7	2,36	1,80–3,08	< 0,000
Sem informação	239	22,9	1,88	1,46–2,42	< 0,000
Variáveis municipais
Porte demográfico
> 100 mil	126	16,1	Ref.
> 50 a 100 mil	56	17,6	1,13	0,70–1,82	0,604
> 20 a 50 mil	69	17,5	1,24	0,82–1,88	0,290
Até 20 mil	69	24,2	1,34	0,87–2,06	0,175
Nível de desenvolvimento socioeconômico
Alto (≥ 0,8)	34	12,2	Ref.
Médio (0,6 a < 0,8)	145	19,5	1,47	0,89–2,43	0,126
Baixo (0,4 a < 0,6)	128	17,4	1,49	0,88–2,54	0,135
Critico (< 0,4)	13	33,6	1,91	0,77–4,75	0,158
Cobertura potencial de saúde bucal na AB
≥ 60%	203	19,5	Ref.
40% a < 60%	64	9,7	0,68	0,47–0,98	0,040
< 40%	53	22,4	1,05	0,70–1,58	0,779

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OR: odds ratio; IC95%: intervalo de confiança de 95%; AB: atenção básica.

Nota: variável Programa Bolsa Família refere-se ao programa governamental de transferência condicionada de renda. Valores em negrito representam associações significativas.

Em relação às variáveis contextuais, apenas a cobertura de saúde bucal na atenção básica entre 40,0% e 60,0% mostrou-se associada a uma menor chance de falta de acesso (OR = 0,68; IC95% 0,47–0,98; p = 0,040) em comparação à cobertura igual ou superior a 60,0%. As demais variáveis contextuais não apresentaram associações estatisticamente significativas (Tabela 2). Investigando as características dos municípios de residência da população do estudo, observou-se significativa associação entre municípios com mais de 100 mil habitantes e coberturas da saúde bucal na atenção básica inferiores a 60,0% (p < 0,000), e municípios com baixo e crítico desenvolvimento e coberturas de 60,0% ou mais da saúde bucal na atenção básica (p < 0,000) (dados não mostrados na Tabela 2).

No modelo multinível ajustado (Tabela 3), permaneceram significativas as associações entre a falta de acesso, escolaridade, renda familiar e tipo de serviço procurado, mesmo após o ajuste por sexo e idade (modelo 1). Adultos com ensino fundamental incompleto apresentaram 1,75 (IC95% 1,28–2,38) vez mais chances de não obter acesso aos serviços odontológicos, em comparação aos indivíduos com ensino superior completo. Essa chance foi 2,10 (IC95% 1,59–2,79) vezes maior para os adultos com ensino fundamental completo e médio incompleto. Quanto à renda, indivíduos que possuíam renda familiar menor que um salário mínimo apresentaram 1,51 (IC95% 1,12–2,04) vez mais chances de experimentar a falta de acesso. Aqueles adultos que procuraram por serviços odontológicos públicos tiveram quase duas vezes mais chances de não obter acesso (OR = 1,90; IC95% 1,59–2,26).

Tabela 3. Regressão logística multinível ajustada para falta de acesso aos serviços odontológicos segundo as variáveis individuais e contextuais da população de adultos brasileiros de 35 a 44 anos de idade. Brasil, 2023 (5.338 adultos em 320 cidades).

Efeitos fixos	Modelo 1^a	Modelo 2^a	Modelo 3^a	Modelo 4^a
Variáveis individuais	OR (IC95%)	OR (IC95%)	OR (IC95%)	OR (IC95%)
Programa Bolsa Família
Não	Ref.	Ref.	Ref.	Ref.
Sim	0,88 (0,73–1,07)	0,88 (0,73–1,07)	0,90 (0,73–1,08)	0,89 (0,73–1,08)
Não sabe/não respondeu	1,26 (0,90–1,77)	1,26 (0,90–1,78)	1,26 (0,89–1,77)	1,26 (0,89–1,77)
Tipo de serviço procurado
Privado	Ref.	Ref.	Ref.	Ref.
Público	1,90 (1,60–2,26)	1,90 (1,59–2,26)	1,90 (1,58–2,27)	1,92 (1,61–2,28)
Escolaridade
Superior completo	Ref.	Ref.	Ref.	Ref.
Médio completo e ensino superior incompleto	1,46 (1,15–1.87)	1,47 (1,16–1,88)	1,47 (1,15–1,87)	1,46 (1,15–1,87)
Fundamental completo e médio incompleto	2,12 (1,60–2,82)	2,14 (1,61–2,83)	2,13 (1,61–2,83)	2,13 (1,61–2,82)
Fundamental incompleto	1,75 (1,28–2,39)	1,75 (1,28–2,38)	1,76 (1,29–2,40)	1,76 (1,29–2,40)
Renda familiar em salários mínimos
> 3 SM	Ref.	Ref.	Ref.	Ref.
> 1 a 3 SM	1.22 (0,94–1,58)	1,22 (0,94–1,57)	1,22 (0,94–1,57)	1,23 (0,95–1,58)
Até 1 SM	1,52 (1,13–2.05)	1,51 (1,12–2,04)	1,51 (1,12–2,03)	1,52 (1,13–2,05)
Sem informação	1,35 (1,02–1,77)	1,35 (1,03–1,77)	1,35 (1,02–1,77)	1,33 (1,01–1,75)
Variáveis municipais
Porte demográfico
>100 mil		Ref.
> 50 a 100 mil		1,11 (0,69–1,78)
> 20 a 50 mil		1,21 (0,80–1,83)
Até 20 mil		1,14 (0,74–1,74)
Nível de desenvolvimento socioeconômico
Alto (≥ 0,8)			Ref.
Médio (0,6 a < 0,8)			1,34 (0,82–2,18)
Baixo (0,4 a < 0,6)			1,21 (0,71–2,05)
Crítico (< 0,4)			1,52 (0,61–3,75)
Cobertura potencial de saúde bucal na AB
≥ 60%				Ref.
40% a < 60%				0,73 (0,51–1,04)
< 40%				1,22 (0,81–1,83)
Efeitos aleatórios	Estimativas
Variância (erro padrão)	0,405 (0,150)	0,390 (0,146)	0,409 (0,150)	0,420 (0,148)
Modelo vazio 0,483 (0,163)
Porcentagem da variância explicada	16,1%	3,2%	-0,8%	-3,1%
Teste da razão de verossimilhança	< 0,000	< 0,000	< 0,000	< 0,000
CCI	16,1	19,3	15,3	13,0

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OR: odds ratio; IC95%: intervalo de confiança de 95%; AB: atenção básica; SM: salário mínimo; CCI: coeficiente de correlação intraclasse.

Nota: CCI que corresponde à porcentagem da variância total do nível 2 explicada pelo modelo; variável Programa Bolsa Família referente à adesão no programa de transferência de renda governamental. Valores em negrito representam associações significativas

^a Ajustadas pelas variáveis demográficas (sexo, idade e cor/raça).

Entre as variáveis municipais, não se observaram associações significativas no modelo final. Os valores de OR para os municípios com cobertura intermediária de saúde bucal na atenção básica (de 40,0% a 60,0%) perderam significância estatística após o ajuste pelas variáveis individuais (OR = 0,73; IC95% 0,51–1,04; p = 0,079) em comparação aos municípios com cobertura mais elevada (maior ou igual a 60,0%). A variância entre os municípios estudados reduziu de 0,48 no modelo nulo para 0,41 no Modelo 1 e 0,39 no Modelo 2. A inclusão do porte demográfico explicou 19,3% da variância total.

DISCUSSÃO

Os resultados mostraram que a condição socioeconômica, expressa por níveis baixos de escolaridade e de renda familiar, e a busca por serviço público foram significativamente associadas à falta de acesso aos serviços odontológicos entre os adultos brasileiros, considerando sua distribuição entre as cidades, após o ajuste por fatores sociodemográficos e as características dos municípios de residência relacionadas ao porte populacional, ao desenvolvimento socioeconômico e à cobertura potencial de serviços odontológicos na rede de atenção básica à saúde. Os fatores contextuais não explicaram o desfecho, adicionalmente aos fatores de ordem individual. Este resultado também é relevante porque é compatível com a hipótese de capilaridade dos serviços odontológicos nos diferentes municípios do país.

Diferentemente da literatura acerca das características ligadas à utilização dos serviços de saúde, há uma carência de estudos que investiguem os fatores associados ao acesso a esses serviços⁶. A multiplicidade de definições e interpretações do termo e a frequente aplicação do conceito de utilização como proxy de acesso podem estar conectadas a essa lacuna. Com enfoque maior nas características individuais, Nunes et al.¹⁸ observaram que a falta de acesso foi mais frequente em indivíduos com menor renda, mas o mesmo padrão não foi observado quando avaliada a utilização dos serviços. Este achado serve de alerta para as diferenças conceituais entre os termos e reforça a importância de estudos que tratem o acesso como um fenômeno distinto e multifatorial, como propõe este estudo.

Os resultados desfavoráveis aos adultos com menor renda e escolaridade foram compatíveis com dois estudos brasileiros de base populacional^11,19. As discrepâncias observadas referem-se às estimativas de falta de acesso e podem ser atribuídas principalmente às diferenças de idade da população considerada e do indicador utilizado. Enquanto no presente estudo, o valor foi 17,5% entre os adultos de 35 a 44 anos de idade que procuraram e não foram atendidos/agendados nos últimos 12 meses, na pesquisa utilizando dados de um inquérito telefônico do ano de 2009, reportou-se o valor de 15,2% considerando o mesmo indicador, mas a população com mais de 18 anos de idade residente nas 26 capitais e o Distrito Federal¹⁹, e no estudo empregando dados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios para os anos 2003 e 2008, relataram-se, respectivamente, valores de 4,5% e 3,3%, considerando somente as duas últimas semanas e todas as idades¹¹.

Chaves et al.²⁰ e Carreiro et al.²¹ investigaram a falta de acesso aos serviços odontológicos em municípios dos estados da Bahia e Minas Gerais, respectivamente. A falta de acesso foi relatada por 15,2% dos indivíduos nos municípios baianos e por 10,3% no município mineiro²¹. Enquanto para Chaves et al.²⁰, o acesso foi investigado como sinônimo de acessibilidade, ou seja, características ligadas aos serviços que facilitam sua utilização pelos usuários, Carreiro et al.²¹ investigaram o acesso como a obtenção de atendimento em resposta à procura de assistência pelo indivíduo.

De acordo com Almeida et al.⁶, sistemas de saúde universais, assim como o SUS, encerram grande potencialidade para a redução das iniquidades no acesso aos serviços de saúde. Contudo, no presente estudo, observou-se maior possibilidade de falta de acesso entre os adultos que procuraram o serviço público. Pode-se levantar a hipótese de que, quando os adultos buscam atendimento odontológico em serviços públicos, ficam expostos a serviços que apresentam características organizacionais incompatíveis com suas necessidades (turnos e/ou horários de funcionamento incompatíveis, filas extensas, baixa resolutividade, localização geográfica de difícil acesso)²². Nesse sentido, Chaves et al.²⁰ recomendaram algumas estratégias de marcação de consulta, que poderiam contribuir para a substituição dos indivíduos faltosos e a diminuição de filas para atendimento. Além disso, estudo realizado em mais de 18 mil unidades públicas no ano de 2014 mostrou que somente 14,8% delas tinham todo o material necessário para realizar os procedimentos odontológicos da atenção básica²³. Para esse mesmo ano, havia um dentista vinculado ao SUS para cerca de quatro mil pessoas, enquanto no setor privado, a relação era de 1 para 649 habitantes²⁴.

Para além destes fatores relacionados ao sistema público de saúde, as condições socioeconômicas e estruturais dos territórios onde se localizam tais serviços também poderiam estar associadas ao acesso da população adulta^17,25. Fatores ligados aos meios de transporte e à baixa disponibilidade dos serviços odontológicos em determinadas localidades poderiam atuar como barreiras limitantes no acesso a esses serviços²⁶. Entretanto, os resultados observados foram compatíveis com a hipótese de capilaridade dos serviços odontológicos nos diferentes municípios do país, ou seja, a heterogeneidade que caracteriza os municípios segundo o porte demográfico, o desenvolvimento socioeconômico e a provisão de serviços públicos odontológicos de atenção básica não foram elevados o suficiente para refletir diferenças relevantes no acesso dos adultos brasileiros.

Entre as limitações do estudo, poderia ter sido arguida a presença na análise das variáveis PBF e renda familiar com dados faltantes. Como são escassas as investigações sobre fatores contextuais ligados ao acesso, e a remoção dessas observações poderia reduzir o número de cidades incluídas, a opção foi por manter essas observações como uma categoria isolada a fim de preservar a variedade de observações de nível 2 e a interpretabilidade dos achados. O tipo de medida de acesso representada pelo autorrelato poderia ser visto como uma limitação se o foco do estudo fosse dirigido para as características da oferta de serviços odontológicos. Entretanto, como o foco foi investigar o acesso do ponto de vista da experiência da população adulta urbana, a entrevista domiciliar pode ser considerada mais apropriada como técnica de coleta de dados. Acresce-se o rigor metodológico e a validação do instrumento que caracterizaram a pesquisa¹³. O desenho do estudo não permite interpretar as associações observadas como relações de causa-efeito nem extrapolar as observações para a população adulta residente em área rural. A determinação de tais relações requer outros tipos de estudos e de variáveis. Por exemplo, estudos que incluam variáveis organizacionais ligadas às características de oferta dos serviços podem contribuir para elucidar o papel dessas características para facilitar ou dificultar o acesso da população adulta. Em que pesem esses aspectos, cabe destacar a relevância deste estudo ao analisar a falta de acesso aos serviços odontológicos, definida como a não obtenção de atendimento após a identificação da necessidade e a busca por serviço, com base em uma amostra complexa de base populacional proveniente da Pesquisa Nacional SB Brasil 2023. Ainda que o conceito possa assumir diferentes acepções na literatura científica, um aspecto comum é que o acesso, seja a um serviço, a um provedor de serviços ou a uma instituição, é definido em referência às necessidades do indivíduo¹. Outro ponto forte a ser mencionado foi a adoção da análise multinível, que possibilitou compreender o acesso aos serviços odontológicos a partir da interação entre determinantes individuais e contextuais, reconhecendo características socioeconômicas e territoriais dos municípios, uma perspectiva pouco investigada.

Em conclusão, a falta de acesso aos serviços odontológicos em adultos mostrou associação com a baixa condição socioeconômica e com a procura pelo serviço público, considerando as diferenças entre os municípios relacionadas ao porte populacional, ao desenvolvimento e à cobertura potencial de serviços odontológicos na rede de atenção básica à saúde. A ausência de associação entre as variáveis contextuais analisadas e a falta de acesso pode refletir a capilaridade dos serviços odontológicos, um aspecto extremamente positivo do sistema de saúde brasileiro. Ainda assim, a despeito dos avanços na ampliação da cobertura e da instituição da Política Nacional de Saúde Bucal como política de Estado, persistem desigualdades socioeconômicas que limitam o princípio da equidade de acesso.

Footnotes

Disponibilidade de Dados: Os dados utilizados na pesquisa são provenientes do SB Brasil 2023 e estão disponíveis mediante solicitação.

Financiamento: Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior - Brasil (Capes - código de financiamento 001).

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PERMALINK

Factors associated with lack of access to dental services among Brazilian adults

Márcio Vinicius de Gouveia Affonso

Aylene Bousquat

José Leopoldo Ferreira Antunes

Paulo Frazão

Roles

ABSTRACT

OBJECTIVE

METHODS

RESULTS

CONCLUSION

INTRODUCTION

METHODS

Study Design

Study Population

Study Variables

Figure. Model for analyzing the relationship between individual and contextual variables in the lack of access to dental services.

Data Analysis

RESULTS

Table 1. Distribution of the Brazilian adult population aged 35 to 44 years according to study variables. Brazil, 2023.

Table 2. Unadjusted multilevel logistic regression for lack of access to dental services according to individual and contextual variables in the Brazilian adult population aged 35 to 44 years. Brazil, 2023 (5,338 adults in 320 cities).

Table 3. Multilevel logistic regression adjusted for lack of access to dental services according to individual and contextual variables in the Brazilian adult population aged 35 to 44 years. Brazil, 2023 (5,338 adults in 320 cities).

DISCUSSION

Funding Statement

Footnotes

REFERENCES

Fatores associados à falta de acesso aos serviços odontológicos por adultos brasileiros

Márcio Vinicius de Gouveia Affonso

Aylene Bousquat

José Leopoldo Ferreira Antunes

Paulo Frazão

Roles

RESUMO

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSÃO

INTRODUÇÃO

MÉTODOS

Desenho do Estudo

População do Estudo

Variáveis do Estudo

Figura. Modelo de análise da relação entre variáveis individuais e contextuais na falta de acesso aos serviços odontológicos.

Análise dos Dados

RESULTADOS

Tabela 1. Distribuição da população de adultos brasileiros de 35 a 44 anos de idade segundo as variáveis do estudo. Brasil, 2023.

Tabela 2. Regressão logística multinível não ajustada para falta de acesso aos serviços odontológicos segundo as variáveis individuais e contextuais da população de adultos brasileiros de 35 a 44 anos de idade. Brasil, 2023 (5.338 adultos em 320 cidades).

Tabela 3. Regressão logística multinível ajustada para falta de acesso aos serviços odontológicos segundo as variáveis individuais e contextuais da população de adultos brasileiros de 35 a 44 anos de idade. Brasil, 2023 (5.338 adultos em 320 cidades).

DISCUSSÃO

Footnotes

ACTIONS

PERMALINK

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