==== Front Rev Saude Publica Rev Saude Publica rsp Revista de Saúde Pública 0034-8910 1518-8787 Faculdade de Saúde Pública da Universidade de São Paulo 00314 10.11606/s1518-8787.2020054002579 Original Article Accidental falls in middle-aged women https://orcid.org/0000-0001-6567-8814Stolt Lígia Raquel Ortiz Gomes III https://orcid.org/0000-0001-5175-8434Kolish Daniel Vieira III https://orcid.org/0000-0001-6092-9215Cardoso Maria Regina Alves IV https://orcid.org/0000-0003-3900-5944Tanaka Clarice IIVIX https://orcid.org/0000-0001-6545-0983Vasconcelos Erika Flauzino Silva VI https://orcid.org/0000-0002-0785-1049Pereira Elaine Cristina VI https://orcid.org/0000-0002-5953-7262Dellú Máyra Cecilia VII https://orcid.org/0000-0003-4451-2545Pereira Wendry Maria Paixão VI https://orcid.org/0000-0003-4192-7876Aldrighi José Mendes VIII https://orcid.org/0000-0003-3685-6735Schmitt Ana Carolina Basso IIV I Universidade Federal da Paraíba Departamento de Fisioterapia João PessoaPB Brasil Universidade Federal da Paraíba. Departamento de Fisioterapia. João Pessoa, PB, Brasil II Universidade de São Paulo Faculdade de Medicina Programa de Pós-Graduação em Ciências da Reabilitação São PauloSP Brasil Universidade de São Paulo. Faculdade de Medicina. Programa de Pós-Graduação em Ciências da Reabilitação. São Paulo, SP, Brasil III Articulab – Ortopedia Moderna Especializada São PauloSP Brasil Articulab – Ortopedia Moderna Especializada. Fisioterapeuta em reabilitação ortopédica e facilitador de processos de trabalho e desenvolvimento de projetos. São Paulo, SP, Brasil. IV Universidade de São Paulo Faculdade de Saúde Pública Departamento de Epidemiologia São PauloSP Brasil Universidade de São Paulo. Faculdade de Saúde Pública. Departamento de Epidemiologia. São Paulo, SP, Brasil V Universidade de São Paulo Faculdade de Medicina Departamento de Fisioterapia, Fonoaudiologia e Terapia Ocupacional São PauloSP Brasil Universidade de São Paulo. Faculdade de Medicina. Departamento de Fisioterapia, Fonoaudiologia e Terapia Ocupacional. São Paulo, SP, Brasil VI Centro Universitário FUNVIC PindamonhangabaSP Brasil Centro Universitário FUNVIC. Curso de Fisioterapia. Pindamonhangaba, SP, Brasil VII Universidade de Taubaté Departamento de Fisioterapia TaubatéSP Brasil Universidade de Taubaté. Departamento de Fisioterapia. Taubaté, SP, Brasil VIII Universidade de São Paulo Faculdade de Saúde Pública Departamento de Saúde Materno-Infantil São PauloSP Brasil Universidade de São Paulo. Faculdade de Saúde Pública. Departamento de Saúde Materno-Infantil. São Paulo, SP, Brasil IX Universidade de São Paulo Faculdade de Medicina Hospital das Clínicas São PauloSP Brasil Universidade de São Paulo. Faculdade de Medicina. Hospital das Clínicas. Laboratório de Investigação em Fisioterapia. São Paulo, SP, Brasil Correspondence: Lígia Raquel Ortiz Gomes Stolt Universidade Federal da Paraíba Departamento de Fisioterapia Cidade Universitária, s/n 58059-900 João Pessoa, PB E-mail: ligiaortiz@outlook.comAuthors’ Contribution: Study conception and planning, data collection, analysis and interpretation: MRAC, ACBS, DVK, LROGS, EFSV, MCD, ECAP, WMPP, JMA. Preparation or revision of the manuscript: MRAC, ACBS, LROGS, DVK, CT, EFSV, MCD, WMPP. Approval of the final version to be published: LROGS, ACBS, CT, ECAP, JMA. Public responsibility for the content of the article: LROGS, ACBS, MRAC. Conflict of Interest: The authors declare no conflict of interest. 04 12 2020 2020 54 14123 4 2020 5 6 2020 This is an Open Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution License, which permits unrestricted use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited. ABSTRACT OBJECTIVE To estimate the prevalence of accidental falls in women and to identify possible associations of sociodemographic, clinical and lifestyle variables with falls, in 2007 and 2014. METHODS Two cross-sectional studies were performed, in 2007 and 2014, within the Projeto de Saúde de Pindamonhangaba (PROSAPIN – Pindamonhangaba Health Project), with women aged between 35 to 75 years. Probabilistic samples were selected among women living in the municipality and participating in the Health Family Strategy. Data collection included: face-to-face interview, anthropometric examination and blood test. The outcome variable “have you fallen in the last six months?” was raised during the interview. The prevalence of falls in 2007 and 2014 were estimated by score with a 95% confidence interval (95%CI). Multiple logistic regression models were constructed to identify the association of independent variables with the occurrence of falls for each year based on the odds ratio (OR). We used the Stata 14.0 software for statistical analysis. RESULTS The prevalence of accidental falls were: 17.6% (95%CI 14.9–20.5) in 2007 and 17.2% (95%CI 14.8–19.8) in 2014. In 2007, factors associated with falls were: aged 50–64 years (OR = 1.81; 95%CI 1.17–2.80), high school (OR = 1.76; 95%CI 1.06–2.93), hyperuricemia (OR = 3.74; 95%CI 2.17–6.44), depression (OR = 2.07; 95%CI 1.31–3.27), poor sleep (OR = 1.78; 95%CI 1.12–2.82) and daytime sleepiness (OR = 1.86; 95%CI 1.16–2.99). In 2014, they were: aged 50–64 years (OR = 1.64; 95%CI 1.04–2.58), hyperuricemia (OR = 1.91; 95%CI 1.07–3.43) and depression (OR = 1.56; 95%CI 1.02–2.38), plus metabolic syndrome (OR = 1.60; 95%CI 1.03–2.47) and musculoskeletal pain (OR = 1.81; 95%CI 1.03–3.18). CONCLUSIONS Falls occur significantly in women aged 50 years or over, indicating that they are not restricted to older adults and that there is a need to initiate preventive measures earlier. Both studies showed similar magnitudes of occurrence of accidental falls and reinforced their multifactorial nature. In addition, hyperuricemia may be a potential new factor associated with falls. WomenFall AccidentsExternal CausesEpidemiologyPrevalenceCoordenação de Aperfeiçoamento Pessoal de Nível Superior 023/2014Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo303049/2007-3Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo06/57016-2Funding: Coordenação de Aperfeiçoamento Pessoal de Nível Superior (Capes). DINTER Notice 023/2014. Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo. Academic scholarship 303049/2007-3. Funding 06/57016-2. ==== Body INTRODUCTION Accidental falls are unexpected events in which people collapse to the floor or to a lower level1 , 2 . Its causes are multifactorial, and the occurrence of falls in older adults has been associated with: being a woman3 , almost falling6 , advanced age5 , vision impairments3 , 7 , 8 , urinary incontinence6 , cardiovascular diseases6 , obesity7 , sleep disorders3 , 4 , 6 , diabetes6 , depression6 , among others. Fall accidents have been the subject of constant study in the scientific community, due to their relevance as a health problem characteristic of elderly people9 . They affect about 30% of elderly people2 , 4 , being the main cause of accidental injuries in the United States9 and occupying the third position among the causes of accidental deaths both in the United States9 and in Brazil10 . This type of problem has been extensively studied in older people6 , 8 , 11 . However, few and recent international studies indicate that falls injure adults of all ages9 , 12 — 35.3% of those who suffer these injures are middle-aged9 . In Brazil, we found only one study5 dedicated to the topic, raising the need to fill this knowledge gap, in order to deepen and expand studies related to accidental falls in younger populations, including middle-aged people. Some current studies point out that the prevalence of falls varies in populations, and is higher among Caucasians than in Chinese13 and characteristically lower in Eastern older people3 , 9 , arousing the interest of researching countries where the population is predominantly mixed and multicultural, such as Brazil. Falls are more common in females3 - 5 and have a variable frequency according to geographical region and age. This is evident when comparing the results of a study conducted in Australia4 , in which 32.2% of female older adults fell, with another study conducted in China, in which 19.4% of women aged over 45 years suffered falls, and with a third study, performed in Brazil, which found that 30.8% of women aged over 55 years had suffered accidental falls5 . It is also noteworthy that adult women go through a significant hormonal event in their lives, menopause7 , with consequent osteometabolic disorders, such as osteoporosis. Older women are the ones who suffer the most injuries from falls14 , and, among these injuries, fractures represent 28% of the total9 . Given this, our study aimed to estimate the prevalence of accidental falls in women aged 35 to 75 years, in addition to identify possible associations of sociodemographic, clinical and lifestyle variables with falls, in 2007 and 2014. METHODS Population and sample In 2007 and 2014, two cross-sectional studies were performed within the Projeto de Saúde de Pindamonhangaba (PROSAPIN – Pindamonhangaba Health Project) with women aged 35 to 65 years (in 2007) and 35 to 75 years (in 2014), participants in the Family Health Strategy (FHS). In 2007, the primary health care network of Pindamonhangaba/SP comprised 18 FHS units, with population coverage of 45,537 individuals. In 2014, it expanded to 21 units, covering 57,852 people. The sample was probabilistic, using the systematic sampling procedure, stratified by age of the women and health unit, with proportional sharing. The sample size was calculated from the lowest estimated prevalence among the clinical conditions of interest in the study. Considering the prevalence of diabetes in Brazilian women in the age group of interest (9.7%)15 , a maximum error of 3% in 95% of the possible samples and also adjusting for possible losses (20%), the final sample for 2007 was estimated at 875 women, and for 2014, 1,200 women. The reference population was composed of women living in Pindamonhangaba, in the age groups specified in 2007 and 2014, registered in the FHS. We excluded from the study those outside the territory covered by the FHS or who had physical and/or mental inability to participate in the collection, in addition to pregnant and deceased women. The study was approved by the Research Ethics Committee of the Faculdade de Saúde Pública of the Universidade de São Paulo/Brazil, Protocol No. 1776 (2007) and No. 312.957 (2014). All participants signed an informed consent form before their inclusion in the study. Data Collection Data collection was performed in three stages: 1) obtaining information via questionnaire applied in the face-to-face interview, addressing the dependent variable and the sociodemographic, clinical and lifestyle variables; 2) physical examination and anthropometry, performed by trained and calibrated researchers; and 3) blood analysis examination. Outcome Variable The outcome variable was the occurrence of falls, investigated during the interview with the question: “Have you fallen in the last six months?” If so, they were asked “How many times?”. The occurrence of a single fall characterized the woman as a faller. Falls were detailed according to circumstances (gait, transfer), causes (intrinsic, extrinsic) and consequences (help to get up after the fall, need for hospitalization, occurrence and location of post-fall fracture, and use of gait aids). Sociodemographic Variables During the interview, we investigated the age of the person, which was subsequently stratified in three categories – 35 to 49 years, adults; 50 to 64, middle-aged; 65 to 75 years, older adults –, with cut-off points aiming at comparison with other studies. The self-declared color or race was determined as white, black, yellow, brown or indigenous. Marital status was self-reported as married, separated, divorced, widowed or single. Schooling was considered from the highest degree of completed education (literate, elementary school, high school, Bachelor’s degree or postgraduate studies, adult education: supplementary and literacy). We also investigated their remunerated activity or occupation: work as economic activity or occupation remunerated in cash, products, goods or benefits for at least one hour a week (exercises or does not exercise a remunerated activity). Finally, the type of FHS unit was collected, classified in rural, urban or mixed by the National Register of Health Establishments. Clinical Variables Self-reports of menopause, osteopenia or osteoporosis, heart disease and hyperuricemia were investigated during the interview. For depression, the validated Beck Depression Inventory16 was used (score: 0 to 9 = absence or minimal symptoms; 10 to 18 = mild depression or dysphoria; 19 to 29 = moderate depression; 30 or more = severe depression). Musculoskeletal pain was surveyed through the Nordic Questionnaire17 . Metabolic syndrome was considered according to the International Diabetes Federation18 , and it was necessary to have three of five items, necessarily including the first: 1) waist > 80cm; 2) blood pressure > 130 mmHg for systolic, or 85 mmHg for diastolic; 3) high density cholesterol < 50 mg/dL; 4) triglycerides > 150 mg/dL; and 5) fasting glucose > 100 mg/dL. The presence of fasting glucose greater than or equal to 126 mg/dL, or self-reported diabetes associated with hypoglycemic medication, characterized diabetes18 . Blood pressure was measured, according to the 7th Brazilian Guideline for Hypertension19 , using a calibrated, digital, automatic, tested and validated MicroLife arm sphygmomanometer. Three blood pressure measurements were performed in the left arm, with one-minute intervals, with the participant sitting. The mean of two values was obtained, discarding the discrepant. We considered as hypertensive women with systolic blood pressure greater than or equal to 140 mmHg, or diastolic greater than or equal to 90 mmHg19 , or those who declared themselves hypertensive and used antihypertensive medication. Lifestyle variables Sleep disorders were investigated: the Pittsburgh Sleep Quality Index20 evaluated the quality of sleep in the last month, divided in seven domains (score from 0 to 21; if greater than 5, sleep is considered poor); the Epworth Sleepiness Scale21 investigated the presence of excessive daytime sleepiness and measured the possibility of dozing off (score from 0 to 24; if greater than 10, there is excessive daytime sleepiness). As quality control, field coordinators were present at the collection sites, and about 10% of the interviews were partially via telephone. Data Analysis The prevalence of falls in 2007 and 2014 were estimated by score with a 95% confidence interval (95%CI). To identify the factors associated to falls, we used simple and multiple logistical regressive models, estimating the odd ratio (OR) with their respective 95%CI. Multiple models were built including, initially, all the variables that appeared as associated in the simple analyses, then, all the other variables were tested. Statistical calculations were performed using the Stata 14.0 software. RESULTS A total of 756 women participated in the study in 2007, and 998 in 2014 ( Figure 1 ). In 2007, the mean age was 47.7 years (standard deviation (SD) of 8 years) and, in 2014, 51.9 (SD – 8.8). In 2007, the sample was composed of women aged 35–65 years, of whom only one was 65 years old. In 2014, there were 13 women in this age group, some of whom participated from the beginning of the study, and others who were included in 2014. Figure 1 Estimated sample participating in the PROSAPIN in 2007 and 2014. Prevalence (95%CI): 2007: 17.6% (14.9–20.5); 2014: 17.2% (14.8 – 19.8). Most of them went to school, had a partner and lived in neighborhoods served by urban primary health care units. About half of the women declared themselves as white, and the same amount stated that they were engaged in a paid activity. The prevalence of accidental falls was similar in the two moments studied ( Figure 2 ). A total of 54.8% of women in 2007, and 72.4% in 2014, had a single fall, which occurred mainly while walking (52.7% and 64.2%, respectively). The main motivators of falls were stumbles, slips and obstacles. Worryingly, most needed help to get up, and, in 2014, about 18% of them needed to be hospitalized ( Figure 3 ). Fractures occurred in about 12% of the cases, mainly in the wrist (7.63% in 2007, and 4.64% in 2014), and only eight people (three in 2007 and five in 2014) used gait aids. Figure 2 Prevalence of fall accidents in women of the PROSAPIN in 2007 and 2014. Figure 3 Causes (A) and consequences (B) of fall accidents in women of the PROSAPIN in 2007 and 2014. The simple regression analysis preceded the multiple regression analysis and did not establish associations of the variables menopause (OR = 1.66; 95%CI 1.13–2.43 / OR = 1.60; 95%CI 1.10–2.33), osteopenia and osteoporosis (OR = 0.96; 95%CI 0.29–3.26 / OR = 1.10; 95%CI 0.48–2.51), heart diseases (OR = 1.66; 95%CI 0.96–2.87 / OR = 1.76; 95%CI 1.10–2.81), diabetes (OR = 1.85; 95%CI 1.08–3.17 / OR = 1.39; 95%CI 0.92–2.10) and hypertension (OR = 1.29; 95%CI 0.88–1.89 / OR = 1.39; 95%CI 0.98–1.97) with accidental falls, in 2007 and 2014. In the multiple regression analyses, the models were distinct for 2007 ( Table 1 ) and 2014 ( Table 2 ). When observing the net weight of each variable, hyperuricemia stands out in the two analyzed moments. Age (50-64 years), hyperuricemia and depression were associated with accidental falls both in 2007 and 2014. Sleep disorders and education (high school) were important only in 2007, while musculoskeletal pain and metabolic syndrome appeared as associated with falls only in 2014. Table 1 Results of the simple (OR) and multiple (adjusted OR) regression models for accidental falls and sociodemographic, clinical and lifestyle variables, PROSAPIN 2007. Sociodemographic, clinical and lifestyle variables n (%) OR 2007 Adjusted OR 2007 OR 95%CI p OR 95%CI p Age a (years):               30–49 62 (13.8) Ref. - - Ref. - - 50–64 68 (23.8) 1.94 1.32–2.84 0.001 1.81 1.17–2.80 0.008 65–75 1 (9.1) 0.62 0.07–4.94 0.654 - - - Education b               Literacy, elementary or adult education 86 (15.9) Ref. - - Ref. - - High school 30 (20.1) 1.33 0.83–2.11 0.225 1.76 1.06–2.93 0.029 Bachelor’s degree or postgraduate studies 6 (42.9) 3.95 1.34–11.70 0.013 - - - Hyperuricemia 33 (41.3) 3.90 2.37–6.40 <0.001 3.74 2.17–6.44 < 0.001 Depression 69 (27.4) 2.63 1.79–3.86 <0.001 2.07 1.31–3.27 0.002 Metabolic syndrome 54 (20.1) 1.72 1.06–2.78 0.027 - - - Poor sleep 83 (24.7) 2.47 1.67–3.65 <0.001 1.78 1.12–2.82 0.014 Daytime sleepiness 45 (26.2) 2.01 1.33–3.02 0.001 1.86 1.16–2.99 0.010 OR: odds ratio; 95%CI: 95% confidence interval. Note: Statistical significant values are shown in bold. Ref.: Reference categories for: a Age (years): Reference category = (30–49). b Education: Reference category = literate, elementary or adult education. Hyperuricemia, depression, poor sleep, daytime sleepiness, metabolic syndrome and musculoskeletal pain: reference category = absent. Table 2 Results of the simple (OR) and multiple (adjusted OR) regression models for accidental falls and sociodemographic, clinical and lifestyle variables, PROSAPIN 2014. Sociodemographic, clinical and lifestyle variables n (%) OR 2014 Adjusted OR 2014 OR 95%CI p OR 95%CI p Age a (years)               30–49 48 (12.8) Ref. - - Ref. - - 50–64 92 (20.7) 1.79 1.22– 2.61 0.003 1.64 1.04– 2.58 0.033 65–75 13 (18.6) 1.56 0.79–3.06 0.197 - - - Education b               Literacy, elementary or adult education 109 (18.4) Ref. - - - - - High school 22 (11.1) 0.55 0.33– 0.90 0.017 - - - Bachelor’s degree or postgraduate studies 9 (18.8) 1.02 0.48– 2.16 0.958 - - - Hyperuricemia 26 (28.9) 2.18 1.33– 3.57 0.002 1.91 1.07– 3.43 0.030 Depression 92 (20.9) 1.69 1.18– 2.40 0.004 1.56 1.02– 2.38 0.042 Metabolic syndrome 81 (21.9) 1.78 1.18– 2.69 0.006 1.60 1.03– 2.47 0.035 Musculoskeletal pain 127 (19.0) 1.77 1.13– 2.78 0.013 1.81 1.03– 3.18 0.040 Poor sleep 46 (18.5) 1.13 0.77– 1.65 0.527 - - - Daytime sleepiness 37 (17.3) 1.00 0.67– 1.51 0.965 - - - OR: odds ratio; 95%CI: 95% confidence interval. Note: Statistical significant values are shown in bold. Ref.: Reference categories for: a Age (years): Category of reference = (30–49). b Education: Reference category = literate, elementary or adult education. Hyperuricemia, depression, poor sleep, daytime sleepiness, metabolic syndrome and musculoskeletal pain: reference category = absent. DISCUSSION The estimated prevalence of accidental falls in 2007 and 2014 were similar, and are within the range of a study performed with middle-aged people (8.7-31.1%) from Australia, Netherlands, Ireland and Great Britain12 . But, when compared with studies involving older adults in Australia4 (32.2%), England8 (27.3%) and even Brazil11 (29.1-32.7%), they are lower, which facilitates the understanding that there is a higher prevalence of falls at older ages. However, when analyzing the 2007 and 2014 data on accidental falls according to age group, it was found that the highest prevalence occurred in middle-aged women (50-64 years), with respective values of 23.8% and 20.7%. These, contrary to what was expected, were higher than the estimated prevalence for elderly women (65-75 years), possibly due to the small number of women in this age group. On the other hand, they are similar to the prevalence found for Thai22 and Chinese3 older men. It is also emphasized that, if women begin to fall at an earlier age, they have a greater chance of falling again in the years to come, becoming recurrent fallers. Unfortunately, there is an expectation of more serious consequences in recurrent falls, resulting in increased hospitalizations and deaths13 . Falls bring overwhelming consequences, causing about 80% of disabilities due to unintentional injuries in adults over the age of 50 years14 in Mexico, Ghana, India, Russia and South Africa — that is, they are not exclusive to older adults. It is worth mentioning that falls cause specific fractures according to the age group23 . Older adults often fall at low speed and on the hip, increasing the risk of fractures at the site. Middle-aged adults move at greater speed and fall on their arms, fracturing in particular the humerus or distal forearm (wrist)23 . The fact that most of the fractures occurred in this study were in the wrist corresponds to the characteristics of fractures in middle-aged people. Most factors associated with falls of middle-aged women are also associated with falls of older adults. There were changes in these factors in the composition of the multivariate regression models between 2007 and 2014: three of them (50-64 years, hyperuricemia and depression) persisted in the composition; poor sleep, daytime sleepiness and education (high school) were specific for 2007, and metabolic syndrome and musculoskeletal pain, for 2014. Among the factors associated with the occurrence of falls in adult women, age5 , depression7 , 8 , metabolic syndrome22 , musculoskeletal pain7 , 24 , 25 , poor sleep3 , 5 and excessive daytime sleepiness4 have already been associated with the occurrence of falls in older adults, and in people in other age groups as well. Advanced age is often associated with falls in both sexes8 . However, there was a significant association between the age of 50–64 years with the occurrence of falls, revealing that there was a higher prevalence in middle-aged women than in younger adults. However, accidental falls do not constitute health problems exclusive to older adults, despite the large quantity of studies performed with this population. The occurrence of falls in middle age and therefore, before senescence, has been pointed in some recent studies7 , 9 , which recorded a high incidence (42.8%, 95%CI 34.9–50.8) of women in this age group. One study12 reinforces the occurrence of falls in middle-aged people, especially in women. In Brazil, a single study conducted with people aged 55 years and over5 found an association between falls and advanced age (equal or over 65 years). Therefore, we found that women aged 50 to 64 years, still in middle age, fall significantly, breaking the paradigm of accidental falls being restricted to older adults — a fact not yet published in national studies. In addition, it is evident that falls are striking in the life of women, because they may show the beginning of the decline of their physical functions, as well as the severity of the event, since more than 50% of them need help to get up, and about 18% need hospitalization due to sequelae. This functional decline has already been indicated as more pronounced in women aged 45–50 years, suggesting a relation with menopause26 . The significant onset of accidental falls was also identified in an age group that overlaps with the occurrence of menopause, beginning five years later (50–64 years). However, the variable “menopause” was tested and associated with falls only in the simple regression analysis, and did not maintain an association in the multiple one (adjusted OR), corroborating another study7 , in which no association between falls and menopause was established. Thus, age seems to be a more consistent factor than menopause, and the occurrence of falls in younger women points out the need to rethink prevention strategies for the target audience and the appropriate time of application, in order to make them more cost-effective. Another dissonant point of the current studies and persistent in the models was the presence of hyperuricemia as a factor associated with falls. So much so that, to date, no studies have been found that point to this relation. Hyperuricemia is an established risk factor for metabolic syndrome27 and for uric gout, in addition to being closely related to cardiovascular diseases, diabetes, dyslipidemias and metabolic syndrome28 . Further studies are therefore needed to understand its association with falls. Metabolic syndrome is already a factor associated with accidental falls in older people22 , and brings with it an increased risk of sensorimotor polyneuropathy, regardless of whether the person had a change in glucose metabolism29 . As a consequence, the syndrome may bring muscle hypotrophy, ulcers, change in bone density and functional deficits, leading from gait instabilities to accidental falls. Therefore, polyneuropathy limits the performance of daily activities, causing worse gait patterns and increasing the number of falls30 - 32 . In this study, we found association of metabolic syndrome with accidental falls, but it was observed that women did not have an association with glucose metabolism, since diabetes was not associated with accidental falls, as in another study conducted with women aged 50 years or over7 and, in a national study, with adults aged over 55 years5 . In relation with bone density, neither osteoporosis nor osteopenia were associated with falls, diverging from a large longitudinal study7 in which there was a relation in the last two surveys, with osteoporosis establishing itself as risk factor for falls with advancing age. Even in relation to chronic-degenerative diseases, no association of heart disease and hypertension with accidental falls was found, which corroborates with an Australian7 and a national study5 . The association of depression with falls is often referred to in studies31 , 32 , however, unlike what many believe, only its prolonged presence, for more than twelve months, increases the risk of falls, regardless of the use of psychotropic medications31 . In general, depression brings changes in the spatiotemporal characteristics of the gait, including a decrease in speed and a change in the time of double support, making it unstable. In depressed people, this lower walking speed was associated with a decrease in the length of the step and an increase in the duration of the walking cycle32 . Sleep disorders — specifically, daytime sleepiness and poor sleep — were associated with the occurrence of falls in 2007. Daytime sleepiness is more common in women, and is associated with increased falls in those who do not use antidepressants4 . On the other hand, it should be noted that, the lower the number of hours slept, the higher the risk of falls3 . Thus, maintaining a healthy sleep is essential and may be considered prophylactic. Musculoskeletal pain is also associated with falls, and may be characterized by region. When located in the lower limbs, the association is stronger, possibly due to the mechanics of human gait. In the foot, the chance of older adults falling increases by 138% (OR 2.38; 95%CI 1.62–3.48), and in the hip, by 36% (OR 1.36; 95%CI 1.00–1.84)24 . The more severe and lasting it is, the higher the risk of falls. And, finally, there are records that this risk also increases when pain is located in more than one body location25 . FINAL REMARKS This study was conducted with a probabilistic and representative sample, which allows the inference or generalization of the results for women from Pindamonhangaba/SP registered in the Family Health Strategy, considering that the FHS covered 33.41% of the city’s population in 2007 and expanded to 39.95% in 2014. Thus, it is possible that other cities, with characteristics similar to Pindamonhangaba, have a similar picture. On the other hand, this epidemiological study used interviews with a methodological strategy to obtain information, with several questions based on self-reporting; therefore, it is possible that there is memory and information bias. In addition, the clinical investigations carried out, seeking to characterize certain health problems, aimed at screening, not diagnosing. We also reiterate that the study was conducted from cross-sectional data, without longitudinal follow-up of the participating women, not allowing temporal conclusions regarding a possible, but not evaluated, progression of the risk of falls with advancing age. It was found that accidental falls occur in women aged 50-64 years (middle-aged), therefore, they are not accidents exclusive to elderly; also, hyperuricemia may be a new associated factor. In addition, factors associated with falls have a direct or indirect relation with physical dysfunction, especially of balance and gait. It can be said that falls occur in a context of persistent and dynamic interaction of the factors associated with them. With the exception of age, all factors may be preventable and potentially modifiable with the adoption of healthy life habits and specific clinical treatment, when necessary. Funding: Coordenação de Aperfeiçoamento Pessoal de Nível Superior (Capes). DINTER Notice 023/2014. Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo. Academic scholarship 303049/2007-3. Funding 06/57016-2. Artigo Original Quedas acidentais em mulheres de meia-idade https://orcid.org/0000-0001-6567-8814Stolt Lígia Raquel Ortiz Gomes III https://orcid.org/0000-0001-5175-8434Kolish Daniel Vieira III https://orcid.org/0000-0001-6092-9215Cardoso Maria Regina Alves IV https://orcid.org/0000-0003-3900-5944Tanaka Clarice IIVIX https://orcid.org/0000-0001-6545-0983Vasconcelos Erika Flauzino Silva VI https://orcid.org/0000-0002-0785-1049Pereira Elaine Cristina VI https://orcid.org/0000-0002-5953-7262Dellú Máyra Cecilia VII https://orcid.org/0000-0003-4451-2545Pereira Wendry Maria Paixão VI https://orcid.org/0000-0003-4192-7876Aldrighi José Mendes VIII https://orcid.org/0000-0003-3685-6735Schmitt Ana Carolina Basso IIV I Brasil Universidade Federal da Paraíba. Departamento de Fisioterapia. João Pessoa, PB, Brasil II Brasil Universidade de São Paulo. Faculdade de Medicina. Programa de Pós-Graduação em Ciências da Reabilitação. São Paulo, SP, Brasil III Brasil Articulab – Ortopedia Moderna Especializada. Fisioterapeuta em reabilitação ortopédica e facilitador de processos de trabalho e desenvolvimento de projetos. São Paulo, SP, Brasil. IV Brasil Universidade de São Paulo. Faculdade de Saúde Pública. Departamento de Epidemiologia. São Paulo, SP, Brasil V Brasil Universidade de São Paulo. Faculdade de Medicina. Departamento de Fisioterapia, Fonoaudiologia e Terapia Ocupacional. São Paulo, SP, Brasil VI Brasil Centro Universitário FUNVIC. Curso de Fisioterapia. Pindamonhangaba, SP, Brasil VII Brasil Universidade de Taubaté. Departamento de Fisioterapia. Taubaté, SP, Brasil VIII Brasil Universidade de São Paulo. Faculdade de Saúde Pública. Departamento de Saúde Materno-Infantil. São Paulo, SP, Brasil IX Brasil Universidade de São Paulo. Faculdade de Medicina. Hospital das Clínicas. Laboratório de Investigação em Fisioterapia. São Paulo, SP, Brasil Correspondência: Lígia Raquel Ortiz Gomes Stolt Universidade Federal da Paraíba Departamento de Fisioterapia Cidade Universitária, s/n 58059-900 João Pessoa, PB E-mail: ligiaortiz@outlook.comContribuição dos Autores: Contribuição na concepção e planejamento do estudo, coleta de dados, análise e Interpretação de dados: MRAC, ACBS, DVK, LROGS, EFSV, MCD, ECAP, WMPP, JMA. Elaboração ou revisão do manuscrito: MRAC, ACBS, LROGS, DVK, CT, EFSV, MCD, WMPP. Aprovação da versão final a ser publicada: LROGS, ACBS, CT, ECAP, JMA. Responsabilidade pública pelo conteúdo do artigo: LROGS, ACBS, MRAC. Conflito de Interesses: Os autores declaram não haver conflito de interesses. RESUMO OBJETIVO Estimar a prevalência de quedas acidentais em mulheres e identificar possíveis associações de variáveis sociodemográficas, clínicas e de hábitos de vida com as quedas, em 2007 e 2014. MÉTODOS Foram realizados dois estudos transversais, em 2007 e 2014, dentro do Projeto de Saúde de Pindamonhangaba (PROSAPIN), com mulheres com idades variando de 35 a 75 anos. As amostras probabilísticas foram selecionadas dentre as mulheres residentes no município e participantes da Estratégia Saúde da Família. A coleta de dados incluiu: entrevista face a face, exame antropométrico e exame sanguíneo. A variável de desfecho “Sofreu queda nos últimos seis meses?” foi levantada durante a entrevista. Foram estimadas as prevalências de quedas em 2007 e 2014 por ponto e intervalo de confiança de 95% (IC95%). Modelos de regressão logística múltipla foram construídos para identificar a associação das variáveis independentes e a ocorrência de quedas para cada ano a partir da odds ratio (OR). Utilizou-se o software Stata 14.0 para análise estatística. RESULTADOS As prevalências de quedas acidentais foram: 17,6% (IC95% 14,9–20,5) em 2007 e 17,2% (IC95% 14,8–19,8) em 2014. Em 2007 os fatores associados a quedas foram: idade de 50–64 anos (OR = 1,81; IC95% 1,17–2,80), ensino médio (OR = 1,76; IC95% 1,06–2,93), hiperuricemia (OR = 3,74; IC95% 2,17–6,44), depressão (OR = 2,07; IC95% 1,31–3,27), sono ruim (OR = 1,78; IC95% 1,12–2,82) e sonolência diurna (OR = 1,86; IC95% 1,16–2,99). Em 2014 permaneceram: idade de 50–64 anos (OR = 1,64; IC95% 1,04–2,58), hiperuricemia (OR = 1,91; IC95% 1,07–3,43) e depressão (OR = 1,56; IC95% 1,02–2,38), acrescidos da síndrome metabólica (OR = 1,60; IC95% 1,03–2,47) e da dor musculoesquelética (OR = 1,81; IC95% 1,03–3,18). CONCLUSÕES As quedas ocorrem de maneira importante em mulheres a partir dos 50 anos, indicando que não são restritas a idosos e que há necessidade de iniciar medidas preventivas mais precocemente. Os dois estudos mostraram magnitudes semelhantes de ocorrência de quedas acidentais e reforçaram sua multifatorialidade. Além disso, a hiperuricemia pode ser um potencial novo fator associado a quedas. MulheresAcidentes por QuedasCausas ExternasEpidemiologiaPrevalênciaINTRODUÇÃO Quedas acidentais são eventos inesperados nos quais as pessoas vão ao chão, assoalho ou a um nível inferior1 , 2 . Suas causas são multifatoriais, e a ocorrência de quedas em idosos tem sido associada a: ser mulher3 , quase cair6 , idade avançada5 , déficits visuais3 , 7 , 8 , incontinência urinária6 , problemas cardiovasculares6 , obesidade7 , distúrbios do sono3 , 4 , 6 , diabetes6 , depressão6 , entre outros. Os acidentes por quedas têm sido alvo de estudo constante na comunidade científica, por sua relevância como problema de saúde característico da terceira idade9 . Acometem cerca de 30% dos idosos2 , 4 , consistindo na principal causa de lesões acidentais nos Estados Unidos9 e ocupando a terceira posição entre as causas de mortes acidentais tanto nos Estados Unidos9 quanto no Brasil10 . Esse tipo de agravo tem sido extensivamente estudado em idosos6 , 8 , 11 . Entretanto, poucos e recentes estudos internacionais apontam que quedas lesionam adultos de todas as idades9 , 12 – 35,3% dos que sofrem essas lesões são de meia-idade9 . No Brasil, encontramos apenas um estudo5 dedicado ao tema, levantando a necessidade de preencher essa lacuna do conhecimento, para aprofundar e expandir estudos relativos a quedas acidentais em populações mais jovens, incluindo pessoas de meia-idade. Alguns estudos atuais apontam que a prevalência de quedas é variável nas populações, maior entre caucasianos do que em chineses13 e caracteristicamente menor em idosos orientais3 , 9 , despertando o interesse de pesquisar países onde a população é predominantemente miscigenada, multiétnica e multicultural, como o Brasil. Quedas são mais comuns no sexo feminino3 e apresentam frequência variável de acordo com a região geográfica e idade. Isso fica evidente ao se comparar os resultados de estudo feito na Austrália4 , onde 32,2% das idosas caíram, com outro, realizado na China, em que 19,4% das mulheres acima de 45 anos sofreram quedas, e com um terceiro, realizado no Brasil, que constatou que 30,8% das mulheres acima de 55 anos de idade haviam sofrido quedas acidentais5 . Destaca-se ainda que mulheres adultas passam por um evento hormonal marcante em suas vidas, a menopausa7 , com consequentes distúrbios osteometabólicos, como a osteoporose. Mulheres idosas são as que mais sofrem lesões por quedas14 , e, dentre essas lesões em adultos, as fraturas representam 28% do total9 . Com base no exposto, este estudo teve como objetivo estimar a prevalência de quedas acidentais em mulheres, de 35 a 75 anos de idade, além de identificar possíveis associações de variáveis sociodemográficas, clínicas e de hábitos de vida com as quedas, em 2007 e 2014. MÉTODOS População e Amostra Em 2007 e 2014, foram realizados dois estudos transversais dentro do Projeto de Saúde de Pindamonhangaba (PROSAPIN), com mulheres de 35 a 65 anos de idade (em 2007), e de 35 a 75 anos (em 2014), participantes da Estratégia Saúde da Família (ESF). Em 2007, a rede assistencial de atenção primária à saúde de Pindamonhangaba/SP compreendia 18 unidades básicas de saúde, com cobertura populacional de 45.537 indivíduos. Em 2014, ampliou para 21 unidades, cobrindo 57.852 pessoas. A amostra foi probabilística, usando o procedimento de amostragem sistemática, estratificada por idade das mulheres e unidade de saúde, com partilha proporcional. O tamanho da amostra foi calculado a partir da menor prevalência estimada entre as condições clínicas de interesse no estudo. Considerando a prevalência de diabetes em mulheres brasileiras na faixa etária de interesse (9,7%)15 , um erro máximo de 3% em 95% das possíveis amostras e ainda ajustando para possíveis perdas (20%), a amostra final para 2007 foi estimada em 875 mulheres, e para 2014 em 1.200 mulheres. A população de referência foi composta por mulheres residentes em Pindamonhangaba, nas faixas etárias especificadas em 2007 e 2014, cadastradas na ESF. Foram excluídas do estudo aquelas que mudaram para fora do território de abrangência da ESF ou apresentaram incapacidade física e/ou mental para participar da coleta, além das gestantes e falecidas. O estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética da Faculdade de Saúde Pública da Universidade de São Paulo/Brasil, Protocolo nº 1776 (2007) e nº 312.957 (2014). Todas as participantes assinaram um termo de consentimento livre e esclarecido antes de sua inclusão no estudo. Coleta de Dados A coleta de dados foi realizada em três etapas: 1) obtenção de informações via questionário aplicado em entrevista face a face, abordando a variável dependente e as variáveis sociodemográficas, clínicas e de hábitos de vida; 2) exame físico e antropometria, realizado por pesquisadores treinados e calibrados; e 3) exame de análise sanguínea. Variável de Desfecho A variável de desfecho foi a ocorrência de quedas, investigada durante a entrevista com a pergunta: “Sofreu queda nos últimos seis meses?”. Em caso positivo, foi questionado: “Quantas?”. A ocorrência de uma única queda caracterizou a mulher como caidora. As quedas foram detalhadas segundo circunstâncias (marcha, transferência), causas (intrínsecas/extrínsecas) e consequências (ajuda para se levantar após a queda, necessidade de hospitalização, ocorrência e localização de fratura pós-queda, e uso de auxiliares para marcha). Variáveis Sociodemográficas Durante a entrevista, foi investigada a idade da pessoa, que posteriormente foi estratificada em três categorias – 35 a 49 anos, adultas; 50 a 64, meia-idade; 65 a 75 anos, idosas –, com pontos de corte visando a comparação com outros estudos. A cor ou raça autodeclarada foi determinada como branca, preta, amarela, parda ou indígena. O estado civil ou marital foi autorrelatado como casada, desquitada ou separada, divorciada, viúva ou solteira. A escolaridade foi considerada a partir do grau de ensino concluído mais elevado (alfabetizada, ensino fundamental, ensino médio, ensino superior, graduação ou pós-graduação, educação de jovens e adultos: supletivo e alfabetização). Investigou-se também a atividade remunerada ou ocupação: trabalho como atividade econômica ou ocupação remunerada em dinheiro, produtos, mercadorias ou benefícios durante ao menos uma hora semanal (exerce ou não exerce atividade remunerada). Por fim, foi levantado o tipo de unidade básica de saúde, classificada em rural, urbana ou mista pelo Cadastro Nacional de Estabelecimentos de Saúde. Variáveis Clínicas Foram investigados durante a entrevista os autorrelatos de menopausa, osteopenia ou osteoporose, cardiopatias e hiperuricemia. Para depressão, foi utilizado o Inventário de Depressão de Beck validado16 (pontuação: 0 a 9 = ausência ou sintomas mínimos; 10 a 18 = depressão leve ou disforia; 19 a 29 = depressão moderada; 30 ou mais = depressão severa). Dor musculoesquelética foi levantada por meio do Questionário Nórdico17 . Considerou-se a síndrome metabólica conforme a International Diabetes Federation18 , sendo necessário apresentar três de cinco itens, incluindo necessariamente o primeiro: 1) cintura > 80 cm; 2) pressão arterial > 130 mmHg para a sistólica, ou 85 mmHg para a diastólica; 3) colesterol alta densidade < 50 mg/dL; 4) triglicérides > 150 mg/dL; e 5) glicemia de jejum > 100 mg/dL. A presença de glicemia de jejum maior ou igual a 126 mg/dL, ou autorrelato de diabetes associado a medicação hipoglicemiante, caracterizou diabetes18 . A pressão arterial foi aferida, conforme a 7ª Diretriz Brasileira de Hipertensão Arterial19 , utilizando-se um esfigmomanômetro MicroLife de braço, calibrado, digital, automático, testado e validado. Foram realizadas três medidas de pressão arterial no braço esquerdo, com intervalos de um minuto, com a participante sentada. Obteve-se a média de dois valores, descartando-se o discrepante. Consideraram-se hipertensas mulheres com valores de pressão arterial sistólica maiores ou iguais a 140 mmHg, ou diastólica maiores ou iguais a 90 mmHg19 , ou aquelas que se autodeclararam hipertensas e utilizavam medicamento anti-hipertensivo. Variáveis de Hábitos de Vida Foram pesquisados os distúrbios do sono: o Índice de Qualidade do Sono de Pittsburgh20 avalia a qualidade do sono no último mês, dividido em sete domínios (pontuação de 0 a 21; se maior que 5, é considerado sono ruim); a Escala de Sonolência de Epworth21 investiga a presença de sonolência diurna excessiva e mede a possibilidade de cochilar (pontuação de 0 a 24; se maior que 10, há sonolência diurna excessiva). Como controle de qualidade, coordenadores de campo estiveram presentes nos locais de coleta, e cerca de 10% das entrevistas foram refeitas parcialmente via telefone. Análises dos Dados As prevalências de quedas em 2007 e 2014 foram estimadas por ponto e por intervalo de confiança de 95% (IC95%). Para identificar os fatores associados a quedas, foram usados modelos de regressão logística simples e múltiplos, estimando-se a odds ratio (OR) com seus respectivos IC95%. Os modelos múltiplos foram construídos incluindo-se inicialmente todas as variáveis que apareceram como associadas nas análises simples, e, em seguida, todas as demais variáveis foram testadas. Os cálculos estatísticos foram realizados no software Stata 14.0. RESULTADOS Participaram do estudo 756 mulheres em 2007, e 998 em 2014 ( Figura 1 ). Em 2007, a média de idade foi de 47,7 anos (desvio-padrão (DP) de 8 anos), e em 2014, 51,9 (DP = 8,8). Em 2007, a amostra foi composta por mulheres com idade de 35–65 anos, das quais apenas uma tinha 65 anos. Em 2014, já havia 13 mulheres nesse estrato etário, das quais algumas participaram desde o início do estudo, e outras foram incluídas em 2014. Figura 1 Amostra estimada e participante do PROSAPIN em 2007 e 2014. Prevalência (IC95%): 2007: 17,6% (14,9–20,5); 2014: 17,2% (14,8–19,8) A maioria delas foi à escola, tinha companheiro(a) e vivia em bairros atendidos por unidades básicas de saúde urbanas. Cerca de metade das mulheres se autodeclarou branca, e a mesma quantidade afirmou que exercia atividade remunerada. A prevalência de quedas acidentais foi semelhante nos dois momentos estudados ( Figura 2 ). As quedas foram únicas para 54,8% das mulheres em 2007, e para 72,4% em 2014, e ocorreram principalmente enquanto caminhavam (52,7 e 64,2%, respectivamente). Os principais motivadores de quedas foram tropeços, escorregões e obstáculos. De maneira preocupante, a maioria precisou de ajuda para levantar após a queda, e em 2014 cerca de 18% delas necessitaram ser hospitalizadas ( Figura 3 ). Fraturas aconteceram em cerca de 12% dos casos, principalmente no punho (7,63%, em 2007, e 4,64%, em 2014), e apenas oito pessoas (três em 2007 e cinco em 2014) usavam auxiliares para marcha. Figura 2 Prevalências dos acidentes por quedas nas mulheres do PROSAPIN em 2007 e 2014. Figura 3 Causas (A) e consequências (B) dos acidentes por quedas nas mulheres do PROSAPIN em 2007 e 2014. As análise de regressão simples antecederam a análise de regressão múltipla e não estabeleceram associações das variáveis menopausa (OR = 1,66; IC95% 1,13–2,43 / OR = 1,60; IC95% 1,10–2,33), osteopenia e osteoporose (OR = 0,96; IC95% 0,29–3,26 / OR = 1,10; IC95% 0,48–2,51), cardiopatias (OR = 1,66; IC95% 0,96–2,87 / OR = 1,76; IC95% 1,10–2,81), diabetes (OR = 1,85; IC95% 1,08–3,17 / OR = 1,39; IC95% 0,92–2,10) e hipertensão (OR = 1,29; IC95% 0,88–1,89 / OR = 1,39; IC95% 0,98–1,97), com as quedas acidentais, em 2007 e 2014. Nas análises de regressão múltipla, os modelos foram distintos para 2007 ( Tabela 1 ) e 2014 ( Tabela 2 ). Ao se observar o peso líquido de cada variável, a hiperuricemia destaca-se nos dois momentos analisados. Idade (50–64 anos), hiperuricemia e depressão estiveram associadas a quedas acidentais tanto em 2007 como em 2014. Já distúrbios do sono e escolaridade (ensino médio) foram importantes apenas em 2007, enquanto dor musculoesquelética e síndrome metabólica apareceram como associadas a quedas somente em 2014. Tabela 1 Resultados dos modelos de regressão simples (OR) múltiplo (OR ajustada) para quedas acidentais e as variáveis sociodemográficas, clínicas e de hábitos de vida, PROSAPIN 2007. Variáveis sociodemográficas, clínicas e de hábitos de vida n (%) OR 2007 OR ajustada 2007 OR IC95% p OR IC95% p Idade a (anos):               30–49 62 (13,8) Ref. - - Ref. - - 50–64 68 (23,8) 1,94 1,32– 2,84 0,001 1,81 1,17– 2,80 0,008 65–75 1 (9,1) 0,62 0,07– 4,94 0,654 - - - Escolaridade b               Alfabetizado, ensino fundamental ou supletivo 86 (15,9) Ref. - - Ref. - - Ensino médio 30 (20,1) 1,33 0,83– 2,11 0,225 1,76 1,06– 2,93 0,029 Graduação ou Pós-Graduação 6 (42,9) 3,95 1,34– 11,70 0,013 - - - Hiperuricemia 33 (41,3) 3,90 2,37– 6,40 < 0,001 3,74 2,17– 6,44 < 0,001 Depressão 69 (27,4) 2,63 1,79– 3,86 < 0,001 2,07 1,31– 3,27 0,002 Síndrome metabólica 54 (20,1) 1,72 1,06– 2,78 0,027 - - - Sono ruim 83 (24,7) 2,47 1,67– 3,65 < 0,001 1,78 1,12– 2,82 0,014 Sonolência diurna 45 (26,2) 2,01 1,33– 3,02 0,001 1,86 1,16– 2,99 0,010 OR: odds ratio; IC95%: intervalo de confiança de 95%. Nota: Valores com significância estatística estão apresentados em negrito. Ref.: Categorias de referência para: aIdade (anos): Categoria de referência = (30–49). bEscolaridade: Categoria de referência = alfabetizado, ensino fundamental ou supletivo. Hiperuricemia, depressão, sono ruim, sonolência diurna, síndrome metabólica e dor musculoesquelética: categoria de referência = ausente. Tabela 2 Resultados dos modelos de regressão simples (OR) múltiplo (OR ajustada) para quedas acidentais e as variáveis sociodemográficas, clínicas e de hábitos de vida, PROSAPIN 2014. Variáveis sociodemográficas, clínicas e de hábitos de vida n (%) OR 2014 OR ajustada 2014 OR IC95% p OR IC95% p Idade a (anos)               30–49 48 (12,8) Ref. - - Ref. - - 50–64 92 (20,7) 1,79 1,22– 2,61 0,003 1,64 1,04– 2,58 0,033 65–75 13 (18,6) 1,56 0,79–3,06 0,197 - - - Escolaridadeb               Alfabetizado, ensino fundamental ou supletivo 109 (18,4) Ref. - - - - - Ensino médio 22 (11,1) 0,55 0,33– 0,90 0,017 - - - Graduação ou Pós-Graduação 9 (18,8) 1,02 0,48– 2,16 0,958 - - - Hiperuricemia 26 (28,9) 2,18 1,33– 3,57 0,002 1,91 1,07– 3,43 0,030 Depressão 92 (20,9) 1,69 1,18– 2,40 0,004 1,56 1,02– 2,38 0,042 Síndrome metabólica 81 (21,9) 1,78 1,18– 2,69 0,006 1,60 1,03– 2,47 0,035 Dor musculoesquelética 127 (19,0) 1,77 1,13– 2,78 0,013 1,81 1,03– 3,18 0,040 Sono ruim 46 (18,5) 1,13 0,77– 1,65 0,527 - - - Sonolência diurna 37 (17,3) 1,00 0,67– 1,51 0,965 - - - OR: odds ratio; IC95%: intervalo de confiança de 95%. Nota: Valores com significância estatística estão apresentados em negrito. Ref.: Categorias de referência para: aIdade (anos): Categoria de referência = (30–49). bEscolaridade: Categoria de referência = alfabetizado, ensino fundamental ou supletivo. Hiperuricemia, depressão, sono ruim, sonolência diurna e síndrome metabólica: categoria de referência = ausente. DISCUSSÃO As prevalências estimadas de quedas acidentais em 2007 e 2014 foram semelhantes, e estão dentro da amplitude de variação de um estudo realizado com pessoas da meia-idade (8,7–31,1%) da Austrália, Holanda, Irlanda e Grã-Bretanha12 . Mas, quando comparadas a estudos que envolvem idosos da Austrália4 (32,2%), da Inglaterra8 (27,3%) e até mesmo do Brasil11 (29,1–32,7%), são mais baixas, o que facilita o entendimento de haver maior prevalência de quedas em idades mais avançadas. No entanto, ao analisarmos os dados de 2007 e 2014 de quedas acidentais segundo a faixa etária, constata-se que as maiores prevalências ocorreram em mulheres de meia-idade (50–64 anos), com valores respectivos de 23,8% e 20,7%. Estas, ao contrário do esperado, foram maiores do que as prevalências estimadas para idosas (65–75 anos), possivelmente devido ao pequeno número de mulheres nessa faixa. Por outro lado, assemelham-se às prevalências encontradas para idosos tailandeses22 e chineses3 . Ressalta-se ainda que, se as mulheres começam a cair numa idade mais precoce, elas têm maior chance de cair novamente nos anos vindouros, tornando-se caidoras recorrentes. Infelizmente, há uma expectativa de consequências mais graves em quedas recorrentes, resultando em aumento de internações hospitalares e óbitos13 . Quedas trazem consequências avassaladoras, causando cerca de 80% das incapacidades por lesões não intencionais em adultos acima dos 50 anos14 provenientes dos países México, Gana, Índia, Rússia e África do Sul – ratificando que não são exclusivas da terceira idade. Vale ressaltar que quedas causam fraturas específicas de acordo com a faixa etária23 . Idosos geralmente caem em baixa velocidade e sobre o quadril, aumentando o risco de fraturas no local. Já adultos de meia-idade movimentam-se em maior velocidade e caem sobre os braços, fraturando em especial úmero ou antebraço distal (punho)23 . O fato da maior parte das fraturas ocorridas no presente estudo terem sido no punho condiz com as características de fraturas de pessoas na meia-idade. A maioria dos fatores associados as quedas de mulheres de meia-idade também se associa as quedas de idosos. Houve mudanças desses fatores na composição do modelo de regressão multivariado entre 2007 e 2014: três deles (50–64 anos, hiperuricemia e depressão) persistiram na composição; sono ruim, sonolência diurna e escolaridade (ensino médio) foram específicos para 2007; e síndrome metabólica e dor musculoesquelética, para 2014. Dentre os fatores associados à ocorrência de quedas de mulheres adultas, idade5 , depressão7 , 8 , síndrome metabólica22 , dor musculoesquelética7 , 24 , 25 , sono ruim3 , 5 e sonolência diurna excessiva4 já foram associados à ocorrência de quedas de idosos, e de pessoas em outras faixas etárias também. Idade avançada é frequentemente associada à ocorrência de quedas em ambos os sexos8 . Entretanto, constatou-se associação marcante da idade de 50–64 anos com a ocorrência de quedas, revelando que houve maior prevalência em mulheres de meia-idade do que em adultas mais jovens. Portanto, quedas acidentais não constituem agravos de saúde exclusivos de pessoas idosas, apesar da grande quantidade de estudos realizados com essa população. A ocorrência de quedas de pessoas na meia-idade, portanto antes da senescência, tem sido apontada em alguns estudos recentes7 , 9 , os quais registraram alta taxa de incidência de quedas (42,8%, IC95% 34,9–50,8) de mulheres nessa faixa etária. Um estudo12 reforça a ocorrência de quedas na meia-idade, especialmente de mulheres. No Brasil, um único estudo realizado com pessoas de 55 e mais anos5 encontrou associação entre quedas e idade, porém avançada (igual ou superior a 65 anos). Portanto constatamos que mulheres de 50 a 64 anos, ainda na meia-idade, caem de maneira significante, quebrando o paradigma de quedas acidentais serem restritas a pessoas idosas – fato não publicado ainda em estudos nacionais. Além disso, evidencia-se que quedas são marcantes na vida da mulher, pois podem transparecer o início do declínio de suas funções físicas, bem como se nota a gravidade do evento, pois mais de 50% delas precisam de ajuda para se levantar, e cerca de 18% necessitam de hospitalização devido a sequelas. Esse declínio funcional já foi apontado como mais acentuado em mulheres de 45–50 anos, sugerindo relação com a menopausa26 . Também se identificou o início significativo de quedas acidentais num estrato etário que se sobrepõe à ocorrência da menopausa, com início cinco anos mais tarde (50–64 anos). Entretanto, a variável “menopausa” foi testada e associada a quedas apenas na análise de regressão simples, e não manteve associação na múltipla (OR ajustada), corroborando outro estudo7 , em que não foi estabelecida associação entre quedas e menopausa. Assim, idade parece ser fator mais consistente que menopausa, e a ocorrência de quedas de mulheres mais novas aponta a necessidade de repensar as estratégias de prevenção para o público-alvo e o momento adequado de aplicação, a fim de torná-las mais custo-efetivas. Outro ponto dissonante dos estudos atuais e persistente nos modelos foi a presença da hiperuricemia como fator associado a quedas. Tanto é que, até o momento, não foram encontrados estudos que apontem essa relação. A hiperuricemia é fator de risco estabelecido para síndrome metabólica27 e para gota úrica, além de ser intimamente relacionada a doenças cardiovasculares, diabetes, dislipidemias e a própria síndrome metabólica28 . São necessários, portanto, estudos mais aprofundados para compreender sua associação com quedas. A síndrome metabólica já é um fator associado a quedas acidentais de idosos22 , e traz consigo um risco aumentado de polineuropatia sensório-motora, independentemente de a pessoa apresentar alteração no metabolismo da glicose29 . Como consequência, a síndrome pode trazer hipotrofia muscular, úlceras, mudança na densidade óssea e déficits funcionais, levando desde a instabilidade na marcha até quedas acidentais. Portanto, a polineuropatia limita a realização de atividades diárias, ocasionando piores padrões de marcha e aumentando o número de quedas30 . No presente estudo, encontrou-se associação de síndrome metabólica com quedas acidentais, mas se observou que as mulheres não apresentaram associação com o metabolismo da glicose, visto que a diabetes não foi associada a quedas acidentais, assim como em outro estudo realizado com mulheres a partir de 50 anos7 e em um nacional, com adultos a partir de 55 anos5 . Em relação à densidade óssea, nem a osteoporose nem a osteopenia foram associadas a quedas, divergindo de um grande estudo longitudinal7 em que houve relação nos dois últimos surveys , com a osteoporose se estabelecendo como fator de risco para quedas com o avanço da idade. Ainda em relação a doenças crônico-degenerativas, não foi encontrada qualquer associação de cardiopatias e hipertensão com quedas acidentais, o que corrobora o estudo australiano7 e outro nacional5 . A associação de depressão a quedas é com frequência referida em trabalhos31 , 32 , mas, diferente do que muitos acreditam, apenas sua presença prolongada, por mais de doze meses, aumenta o risco de quedas, independente do uso de medicações psicotrópicas31 . De maneira geral, a depressão traz modificações nas características espaço-temporais da marcha, incluindo diminuição de velocidade e alteração do tempo de suporte duplo, tornando-a instável. Nos depressivos, essa menor velocidade de marcha foi associada a diminuição do comprimento do passo e aumento da duração do ciclo da marcha32 . Distúrbios do sono – especificamente, sonolência diurna excessiva e sono ruim – foram associados à ocorrência de quedas em 2007. A sonolência diurna é mais frequente em mulheres, e está associada ao aumento de quedas daquelas que não usam antidepressivos4 . Por outro lado, destaca-se que, quanto menor for o número de horas dormidas, maior é o risco de quedas3 . Assim, a manutenção de um sono saudável é essencial e pode ser considerada profilática. Dor musculoesquelética também é associada a quedas, e pode ser caracterizada por região. Quando localizada nos membros inferiores, a associação é mais forte, possivelmente devido à mecânica da marcha humana. No pé, aumenta em 138% a chance de idosos caírem (OR 2,38; IC95% 1,62–3,48), e, no quadril, em 36% (OR 1,36; IC95% 1,00–1,84)24 . Quanto mais severa e duradoura for, maior será o risco de quedas. E, por fim, há registros de que esse risco também aumenta quando a dor é localizada em mais de um local corporal25 . CONSIDERAÇÕES FINAIS Este estudo foi conduzido com uma amostra probabilística e representativa, que possibilita a inferência ou generalização dos resultados para as mulheres de Pindamonhangaba/SP cadastradas na Estratégia de Saúde da Família, considerando que a ESF cobria 33,41% da população da cidade em 2007 e expandiu para 39,95% em 2014. Assim, é possível que outras cidades, com características semelhantes a Pindamonhangaba, apresentem quadro similar. Por outro lado, esse estudo epidemiológico utilizou entrevistas como uma estratégia metodológica para obter informações, com realização de diversas questões baseadas em autorrelato; portanto, é possível haver viés de memória e informação. Além disso, as investigações clínicas realizadas, procurando caracterizar determinados agravos de saúde, tiveram objetivo de rastreamento, e não de diagnóstico. Reitera-se também que o estudo foi realizado a partir de dados transversais, sem acompanhamento longitudinal das mulheres participantes, não permitindo ilações temporais quanto a uma possível, porém não avaliada, progressão do risco de quedas com o avanço da idade. Constata-se que quedas acidentais ocorrem em mulheres de 50–64 anos (meia-idade), portanto não são acidentes exclusivos de idosos, e que a hiperuricemia pode ser um novo fator associado. Além disso, os fatores associados a quedas têm relação direta ou indireta com a disfunção física, especialmente do equilíbrio e marcha. Pode-se dizer que quedas ocorrem num contexto de interação persistente e dinâmica dos fatores a elas associados. Com exceção da idade, todos os fatores podem ser preveníveis e potencialmente modificáveis com adoção de hábitos de vida saudáveis e tratamento clínico específico, quando necessário. Financiamento: Coordenação de Aperfeiçoamento Pessoal de Nível Superior (Capes). DINTER Edital 023/2014. 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