doi: 10.62827/eb.v25i2.4215
ARTIGO ORIGINAL
Cobertura midiática de eventos adversos em saúde no Brasil: Correspondência múltipla e clusterização hierárquica
Vitor Comassetto Paes1, Reinaldo dos Santos Moura1, Carla Louise Alves de Azevedo1, Isabel Comassetto2, Gabriel Henrique Carvalho Leite Romeiro1, Francisco Joilsom Carvalho Saraiva1, Lavínia Vital Quixadá Souza1, Ana Flávia Rodrigues Leão Melro1
1Centro Universitário de Maceió (UNIMA/Afya), Maceió, AL, Brasil
2Universidade Federal de Alagoas (UFAL), Maceió, AL, Brasil
Recebido em: 21 de Abril de 2026; Aceito em: 17 de Maio de 2026.
Correspondência: Vitor Comassetto Paes, vitor2005vcp@gmail.com
Como citar
Paes VC, Moura RS, Azevedo CLA, Comassetto I, Romeiro GHCL, Saraiva FJC, Souza LVQ, Melro AFRL. Cobertura midiática de eventos adversos em saúde no Brasil: Correspondência múltipla e clusterização hierárquica. Enferm Bras. 2026;25(2):3173-3187 doi: 10.62827/eb.v25i2.4215.
Resumo
Introdução: Eventos adversos em saúde constituem problema global de segurança do paciente, com expressiva subnotificação nos sistemas formais de vigilância. A mídia jornalística opera como sistema informal de detecção dessas falhas, mas o perfil seletivo dessa cobertura no Brasil permanece pouco explorado. Objetivo: Analisar o perfil da cobertura jornalística brasileira sobre eventos adversos em saúde e identificar agrupamentos de noticiabilidade validados estatisticamente. Métodos: Estudo quantitativo transversal com 200 reportagens publicadas entre 1998 e 2025 nos portais G1, O Tempo, UOL, CNN Brasil e Folha de São Paulo. As variáveis foram analisadas por frequências descritivas, teste qui-quadrado de Pearson, V de Cramér, teste exato de Fisher e análise de correspondência múltipla com clusterização hierárquica sobre componentes principais (HCPC). Resultados: Predominaram ocorrências hospitalares (79,9%), em capitais (54,0%), envolvendo pacientes do sexo feminino (68,3%), procedimentos cirúrgicos (56,1%) e desfechos graves ou fatais (83,6%). A taxa de inércia ajustada de Benzécri para as duas primeiras dimensões foi de 60,1%. O HCPC identificou três agrupamentos: incidentes leves (n = 4), perfil hospitalar-cirúrgico (n = 129) e perfil pediátrico-clínico de interior (n = 56). Conclusão: A cobertura midiática concentra-se em desfechos extremos, operando como filtro seletivo na narrativa pública sobre segurança do paciente.
Palavras-chave: Segurança do Paciente; Eventos Adversos; Meios de Comunicação de Massa; Vigilância em Saúde Pública.
Abstract
Media coverage of adverse health events in Brazil: Multiple correspondence and hierarchical clustering
Introduction: Adverse health events represent a global patient safety challenge, with significant underreporting in formal surveillance systems. Journalistic media operates as an informal detection system for these failures, but the selective profile of such coverage in Brazil remains underexplored. Objective: To analyze the profile of Brazilian journalistic coverage of adverse health events and identify statistically validated newsworthiness clusters. Methods: A descriptive cross-sectional study of 200 news reports published between 1998 and 2025 on the portals G1, O Tempo, UOL, CNN Brasil, and Folha de São Paulo. Variables were analyzed using descriptive frequencies, Pearson’s chi-square, Cramér’s V, Fisher’s exact test, and multiple correspondence analysis with hierarchical clustering on principal components (HCPC). Results: Hospital settings predominated (79.9%), in capital cities (54.0%), involving female patients (68.3%), surgical procedures (56.1%), and severe or fatal outcomes (83.6%). The Benzécri-adjusted inertia rate for the first two dimensions was 60.1%. HCPC identified three clusters: mild incidents (n = 4), hospital-surgical profile (n = 129), and pediatric-clinical interior profile (n = 56). Conclusion: Media coverage concentrates on extreme outcomes, acting as a selective filter shaping the public narrative on patient safety.
Keywords: Patient Safety; Adverse Event; Mass Media; Public Health Surveillance.
Resumen
Cobertura mediática de eventos adversos en salud en Brasil: Correspondencia múltiple y agrupación jerárquica
Introducción: Los eventos adversos en salud representan un desafío global para la seguridad del paciente, con subnotificación significativa en los sistemas formales de vigilancia. Los medios periodísticos operan como sistemas informales de detección de estas fallas, pero el perfil selectivo de esa cobertura en Brasil permanece poco explorado. Objetivo: Analizar el perfil de la cobertura periodística brasileña sobre eventos adversos en salud e identificar agrupaciones de noticiabilidad validadas estadísticamente. Métodos: Estudio descriptivo transversal con 200 reportajes publicados entre 1998 y 2025 en los portales G1, O Tempo, UOL, CNN Brasil y Folha de São Paulo. Las variables fueron analizadas mediante frecuencias descriptivas, chi-cuadrado de Pearson, V de Cramér, prueba exacta de Fisher y análisis de correspondencia múltiple con agrupación jerárquica sobre componentes principales (HCPC). Resultados: Predominaron ocurrencias hospitalarias (79,9%), en capitales (54,0%), pacientes de sexo femenino (68,3%), procedimientos quirúrgicos (56,1%) y desenlaces graves o fatales (83,6%). La tasa de inercia ajustada de Benzécri para las dos primeras dimensiones fue del 60,1%. El HCPC identificó tres agrupaciones: incidentes leves (n = 4), perfil hospitalario-quirúrgico (n = 129) y perfil pediátrico-clínico del interior (n = 56). Conclusión: La cobertura mediática se concentra en desenlaces extremos, operando como filtro selectivo en la narrativa pública sobre seguridad del paciente.
Palabras-clave: Seguridad del Paciente; Evento Adverso; Medios de Comunicación de Masas; Vigilancia en Salud Pública.
Introdução
Eventos adversos (EA) representam um dos maiores desafios contemporâneos para a segurança do paciente. Definidos como danos físicos, mentais ou óbitos decorrentes do cuidado em saúde e não atribuíveis à evolução natural da doença, os EA refletem vulnerabilidades sistêmicas que comprometem a qualidade assistencial [1]. Estimativas internacionais apontam que aproximadamente 6% dos pacientes hospitalizados sofrem algum dano evitável, dos quais 12% resultam em incapacidade grave ou óbito [1]. No Brasil, Lima Júnior et al. [2] identificaram incidência de 15,7% de EA em hospitais públicos paulistas, com 99% classificados como evitáveis, valores que evidenciam a magnitude do problema no contexto do SUS.
A vigilância dos EA no Brasil foi impulsionada pela criação do Programa Nacional de Segurança do Paciente (PNSP), instituído pela Portaria nº 529/2013 [3], e pelo sistema Notivisa, da Agência Nacional de Vigilância Sanitária (Anvisa). Contudo, a subnotificação permanece como desafio estrutural: os dados do Notivisa evidenciam crescimento das notificações ao longo dos anos, porém com distribuição geográfica desigual e concentração em instituições de maior complexidade [4]. A efetividade dos sistemas de notificação depende tanto da cultura organizacional quanto da capacidade institucional de detecção [5], o que sugere que parcela expressiva dos EA permanece invisível aos mecanismos formais de vigilância.
Nesse cenário, a mídia jornalística emerge como fonte complementar de informação sobre EA, operando como sistema informal de detecção de falhas assistenciais. A teoria do agenda-setting, proposta por McCombs e Shaw [6], postula que os meios de comunicação influenciam decisivamente quais temas o público considera relevantes. Aplicada à saúde, essa perspectiva indica que a cobertura midiática de EA condiciona a percepção social dos riscos assistenciais, podendo ampliar a vigilância pública ou distorcê-la ao privilegiar desfechos de maior impacto dramático [7,8]. Complementarmente, o conceito de framing proposto por Entman [9] permite analisar como a seleção e a ênfase de determinados aspectos dos EA constroem interpretações específicas sobre causalidade e responsabilidade. Estudos conduzidos em jornais norte-americanos identificaram que a cobertura de erros médicos enquadra o problema predominantemente como falha individual, raramente adotando a perspectiva sistêmica preconizada pela segurança do paciente [10].
Apesar dessa relevância, são escassos os estudos que analisem sistematicamente o perfil da cobertura brasileira sobre EA. A interface entre comunicação em saúde e vigilância de EA permanece pouco explorada no Brasil, lacuna particularmente relevante em razão das desigualdades regionais no acesso ao cuidado e na estruturação dos núcleos de segurança do paciente [2,3].
Analisou-se o perfil das reportagens jornalísticas brasileiras sobre EA em saúde, identificando padrões de associação entre características clínicas, epidemiológicas e comunicacionais por meio de métodos multivariados.
Métodos
Trata-se de estudo quantitativo transversal, com abordagem quantitativa, baseado em dados secundários provenientes de reportagens jornalísticas brasileiras sobre EA em saúde publicadas entre 1998 e 2025.
A coleta foi realizada por busca sistematizada nos portais G1, O Tempo, UOL, CNN Brasil e Folha de São Paulo, selecionados por abrangência nacional e cobertura regular de temas de saúde. Utilizaram-se os termos “erro médico”, “evento adverso”, “falha médica”, “morte por negligência” e “incidente hospitalar”, aplicados individualmente em cada portal. Foram incluídas reportagens que: (a) descrevessem um EA ou incidente em serviço de saúde brasileiro; (b) contivessem informações suficientes para preenchimento das variáveis; e (c) fossem de acesso público irrestrito. Excluíram-se reportagens duplicadas, de origem internacional ou sem descrição de desfecho clínico identificável. A amostra final totalizou 200 registros, obtidos por amostragem não probabilística intencional até saturação prática das buscas.
Foram coletadas dez variáveis: tipo de unidade de saúde (hospitalar, fora do ambiente hospitalar ou Unidade de Pronto Atendimento); localização (capital ou interior); sexo do paciente; grupo etário segundo a classificação do IBGE; classificação pelo núcleo de segurança do paciente (EA ou incidente); gravidade do desfecho (leve, moderado, grave, risco de vida ou óbito); tipo de procedimento (cirúrgico, clínico, diagnóstico ou intervencionista); veículo jornalístico; gênero do profissional envolvido; e ano de ocorrência. Todas as variáveis foram definidas operacionalmente a priori. A variável previsibilidade medicamentosa foi excluída por distribuição quase constante (99,0% classificados como inesperados ou não descritos). Categorias com frequência inferior a quatro observações foram excluídas: “UBS” (n = 2), “N/I” do grupo etário (n = 1) e “esperados” da previsibilidade (n = 2). Após a exclusão adicional de valores ausentes em sexo (n = 3) e gênero do profissional (n = 2), a amostra analítica totalizou 189 registros válidos.
A análise descritiva empregou frequências absolutas e relativas. Para associações entre variáveis categóricas, utilizou-se o teste qui-quadrado de Pearson com nível de significância de 5%, complementado pelo V de Cramér como medida de força de associação — adotando-se os limiares: 0,00–0,10 desprezível; 0,10–0,30 fraca; 0,30–0,50 moderada; acima de 0,50 forte [11]. Quando os pressupostos do qui-quadrado não foram atendidos, aplicou-se o teste exato de Fisher com simulação de Monte Carlo (2.000 replicações). Para a variável ano de ocorrência, com múltiplas categorias de baixa frequência, utilizou-se exclusivamente o teste de Fisher.
A análise de correspondência múltipla (ACM) foi empregada para explorar simultaneamente a estrutura de associação entre as dez variáveis categóricas, retendo cinco dimensões. Uma vez que a inércia bruta em ACM tende a subestimar a variância explicada quando o número de categorias é elevado, calculou-se a taxa de inércia ajustada de Benzécri [11], que corrige essa deflação artificial. As contribuições percentuais, o cos² (qualidade de representação) e os valores-teste foram utilizados para interpretar as dimensões retidas. Para a identificação de agrupamentos, aplicou-se a clusterização hierárquica sobre componentes principais (HCPC) [12], que opera sobre as coordenadas fatoriais da ACM e determina automaticamente o número ótimo de clusters pelo critério de maximização da inércia interclasse. As categorias discriminantes de cada cluster foram descritas por valores-teste e p-valores. As análises foram realizadas no JAMOVI 2.6 [13] e no R 4.5.1 [14], com os pacotes FactoMineR [12], factoextra [15] e vcd [16].
O estudo utilizou exclusivamente dados de domínio público, provenientes de reportagens jornalísticas de acesso aberto irrestrito, sem coleta de dados primários, sem envolvimento de participantes humanos e sem possibilidade de identificação de indivíduos. A pesquisa está, portanto, dispensada de apreciação por Comitê de Ética em Pesquisa, em conformidade com o art. 1º, parágrafo único, inciso I, da Resolução CNS nº 510/2016 [17].
Uso de inteligência artificial
Ferramentas de inteligência artificial generativa foram utilizadas (Claude Sonnet 4.6. e chatgpt 5.5) em etapas restritas e acessórias: auxílio na identificação de descritores bibliográficos e revisão gramatical e estilística do manuscrito em língua portuguesa. Não houve interferência na coleta de dados, nas análises estatísticas, nas interpretações ou nas conclusões, cuja responsabilidade é exclusiva dos autores.
Resultados
Dos 200 registros iniciais, 189 compuseram a amostra analítica após aplicação dos critérios de exclusão. Predominaram ocorrências em ambiente hospitalar (79,9%), localizadas em capitais (54,0%). Os pacientes eram predominantemente do sexo feminino (68,3%) e pertencentes ao grupo etário adulto (54,5%). A quase totalidade dos registros foi classificada como EA (97,9%). Os desfechos graves (46,6%) e óbitos (37,0%) responderam, conjuntamente, por 83,6% dos casos. Os procedimentos cirúrgicos representaram 56,1% das ocorrências. O veículo com maior volume de registros foi o G1 (40,7%), seguido por O Tempo (20,6%), UOL (14,3%), CNN Brasil (12,7%) e Folha de São Paulo (11,6%). O gênero do profissional não foi informado em 43,9% dos casos. O maior volume de registros concentrou-se nos anos de 2024 (21,2%), 2023 (13,8%) e 2025 (10,6%), distribuição que reflete, em parte, a menor cobertura histórica de portais mais recentes, como o CNN Brasil (criado em 2020) (Tabela 1).
Tabela 1 – Distribuição de frequências das variáveis do estudo. Brasil, 1998–2025 (n = 189).
|
Variável |
Categoria |
n |
% |
|
Unidade de saúde |
|||
|
Hospital |
151 |
79,9 |
|
|
Fora do ambiente hospitalar |
20 |
10,6 |
|
|
UPA |
18 |
9,5 |
|
|
Localização |
|||
|
Capital |
102 |
54,0 |
|
|
Interior |
87 |
46,0 |
|
|
Sexo |
|||
|
Feminino |
129 |
68,3 |
|
|
Masculino |
60 |
31,7 |
|
|
Grupo etário (IBGE) |
|||
|
Adulto |
103 |
54,5 |
|
|
Criança |
29 |
15,3 |
|
|
Idoso |
28 |
14,8 |
|
|
Jovem |
18 |
9,5 |
|
|
Recém-nascido |
11 |
5,8 |
|
|
Núcleo de segurança do paciente |
|||
|
Evento adverso (EA) |
185 |
97,9 |
|
|
Incidente |
4 |
2,1 |
|
|
Classificação de gravidade |
|||
|
Grave |
88 |
46,6 |
|
|
Óbito |
70 |
37,0 |
|
|
Moderado |
20 |
10,6 |
|
|
Risco de vida |
8 |
4,2 |
|
|
Leve |
3 |
1,6 |
|
|
Tipo de procedimento |
|||
|
Cirúrgico |
106 |
56,1 |
|
|
Clínico |
57 |
30,2 |
|
|
Diagnóstico |
14 |
7,4 |
|
|
Intervencionista |
12 |
6,3 |
|
|
Veículo jornalístico |
|||
|
G1 |
77 |
40,7 |
|
|
O Tempo |
39 |
20,6 |
|
|
UOL |
27 |
14,3 |
|
|
CNN Brasil |
24 |
12,7 |
|
|
Folha de São Paulo |
22 |
11,6 |
|
|
Gênero do profissional |
|||
|
Não informado |
83 |
43,9 |
|
|
Masculino |
73 |
38,6 |
|
|
Feminino |
33 |
17,5 |
|
A análise de associação pelo V de Cramér identificou associação forte entre núcleo de segurança do paciente e classificação de gravidade (V = 0,87), indicando que a distinção entre EA e incidente está intrinsecamente vinculada ao desfecho clínico. Associações moderadas foram observadas entre sexo e grupo etário (V = 0,45), sexo e tipo de procedimento (V = 0,33), grupo etário e tipo de procedimento (V = 0,32), unidade de saúde e localização (V = 0,30). As demais associações foram fracas ou desprezíveis. O teste de Fisher identificou associação significativa entre ano de ocorrência e tipo de procedimento (p = 0,013) (Tabela 2).
Tabela 2 – Associações estatisticamente significativas entre as variáveis do estudo (p < 0,05). Brasil, 1998–2025 (n = 189).
|
Variável 1 |
Variável 2 |
χ² |
p |
V de Cramér |
Força |
|
Núcleo de segurança do paciente |
Classificação de gravidade |
141,28 |
<0,001 |
0,87 |
Forte |
|
Sexo |
Grupo etário |
37,90 |
<0,001 |
0,45 |
Moderada |
|
Sexo |
Tipo de procedimento |
20,10 |
<0,001 |
0,33 |
Moderada |
|
Grupo etário |
Tipo de procedimento |
58,72 |
<0,001 |
0,32 |
Moderada |
|
Unidade de saúde |
Localização |
17,18 |
<0,001 |
0,30 |
Moderada |
|
Núcleo de segurança do paciente |
Tipo de procedimento |
13,09 |
0,004 |
0,26 |
Fraca |
|
Unidade de saúde |
Tipo de procedimento |
23,61 |
<0,001 |
0,25 |
Fraca |
|
Grupo etário |
Gênero do profissional |
21,83 |
0,005 |
0,24 |
Fraca |
|
Unidade de saúde |
Veículo jornalístico |
21,28 |
0,006 |
0,24 |
Fraca |
|
Veículo jornalístico |
Gênero do profissional |
21,43 |
0,006 |
0,24 |
Fraca |
|
Unidade de saúde |
Gênero do profissional |
18,46 |
0,001 |
0,22 |
Fraca |
|
Tipo de procedimento |
Veículo jornalístico |
26,87 |
0,008 |
0,22 |
Fraca |
|
Classificação de gravidade |
Veículo jornalístico |
29,95 |
0,018 |
0,20 |
Fraca |
|
Unidade de saúde |
Sexo |
7,17 |
0,028 |
0,20 |
Fraca |
Fonte: EA = evento adverso; V = V de Cramér.
Na ACM, as duas primeiras dimensões explicaram 11,6% da variância bruta total (Dimensão 1: 6,3%; Dimensão 2: 5,3%). A correção de Benzécri [11] elevou esse valor para 60,1% (Dimensão 1: 38,1%; Dimensão 2: 22,0%), corrigindo a deflação característica da ACM com elevado número de categorias (43 neste estudo). A Dimensão 1 apresentou maiores contribuições das categorias clínico (9,1%), sexo masculino (8,8%), jovem (8,3%) e UPA (7,2%), com maiores coeficientes de determinação para grupo etário (R² = 0,62), tipo de procedimento (R² = 0,42) e sexo (R² = 0,34). A Dimensão 2 foi dominada pelas categorias incidente (30,5%) e gravidade leve (29,8%), com R² de 0,70 para núcleo de segurança e 0,71 para classificação de gravidade, evidenciando que essa dimensão captura a oposição estrutural entre EA graves e incidentes leves (Figuras 1 e 2).
A análise de cos² revelou que as categorias melhor representadas no plano bidimensional foram incidente (0,70), EA (0,70), gravidade leve (0,68), adulto (0,41), sexo feminino (0,34), sexo masculino (0,34), clínico (0,34) e cirúrgico (0,32). Categorias com cos² inferior a 0,10 devem ser interpretadas com cautela.
Figura 1 – Contribuição ponderada das categorias para as Dimensões 1 e 2 da análise de correspondência múltipla. Brasil, 1998–2025 (n = 189).
Figura 2 – Representação das categorias no plano fatorial da análise de correspondência múltipla, coloridas por variável. Brasil, 1998–2025 (n = 189).
O HCPC identificou três agrupamentos com discriminação significativa por todas as variáveis do estudo (p < 0,05 pelo teste qui-quadrado global) (Figura 3). A Tabela 3 sintetiza os perfis de cada cluster.
Tabela 3 – Síntese dos perfis identificados pela clusterização hierárquica sobre componentes principais (HCPC). Brasil, 1998–2025 (n = 189).
|
Característica |
Agrupamento 1 (n = 4; 2,1%) |
Agrupamento 2 (n = 129; 68,3%) |
Agrupamento 3 (n = 56; 29,6%) |
|
Núcleo de segurança |
Incidente (100%) |
EA (100%) |
EA (100%) |
|
Gravidade |
Leve (100%) |
Grave (54,3%) |
Óbito (62,5%) |
|
Tipo de procedimento |
Diagnóstico |
Cirúrgico (78,3%) |
Clínico (71,4%) |
|
Unidade de saúde |
– |
Hospital (85,3%) |
UPA (30,4%) |
|
Localização |
– |
Capital (63,6%) |
Interior (71,4%) |
|
Sexo do paciente |
– |
Feminino (82,2%) |
Masculino (62,5%) |
|
Grupo etário |
– |
Adulto (71,3%) |
Criança (37,5%) / Jovem (28,6%) / RN (16,1%) |
|
Perfil denominador |
Incidentes leves periféricos |
Padrão hospitalar-cirúrgico |
Pediátrico-clínico de interior |
O Agrupamento 1 (n = 4; 2,1%) reuniu todos os registros classificados como incidentes, com gravidade leve, predominantemente associados a procedimentos diagnósticos (v-teste = 5,62 para incidente, p < 0,001; v-teste = 4,63 para gravidade leve, p < 0,001). Configura perfil raro e periférico na cobertura midiática.
O Agrupamento 2 (n = 129; 68,3%) representou o padrão dominante: procedimentos cirúrgicos (78,3%; v-teste = 9,35; p < 0,001), pacientes adultos (71,3%; v-teste = 6,89; p < 0,001) do sexo feminino (82,2%; v-teste = 5,88; p < 0,001), em hospitais (85,3%) de capitais (63,6%; v-teste = 3,85; p < 0,001), com desfechos predominantemente graves (54,3%; v-teste = 3,11; p = 0,002). Óbitos corresponderam a 27,1% dos casos nesse cluster. Reportagens da Folha de São Paulo (v-teste = 1,97; p = 0,049) e profissionais do gênero masculino (v-teste = 2,63; p = 0,009) também se mostraram significativamente associados.
O Agrupamento 3 (n = 56; 29,6%) configurou perfil contrastante: procedimentos clínicos (71,4%; v-teste = 7,82; p < 0,001), atendimentos em UPAs (30,4%; v-teste = 5,99; p < 0,001), pacientes do sexo masculino (62,5%; v-teste = 5,73; p < 0,001), pertencentes às faixas etárias jovem (28,6%; v-teste = 5,42; p < 0,001), criança (37,5%; v-teste = 5,15; p < 0,001) e recém-nascido (16,1%; v-teste = 3,56; p < 0,001), com desfecho fatal em 62,5% dos casos (v-teste = 4,61; p < 0,001), predominantemente no interior (71,4%; v-teste = 4,53; p < 0,001).
Figura 3 – Agrupamentos identificados pela clusterização hierárquica sobre componentes principais (HCPC) no plano fatorial. Brasil, 1998–2025 (n = 189).
Discussão
Os resultados demonstram que a cobertura jornalística de EA no Brasil é estruturalmente seletiva e organiza-se em torno de três perfis estatisticamente distintos. Essa seletividade reflete os critérios de valor-notícia da teoria do jornalismo, como magnitude do dano, dramaticidade e ruptura da expectativa de segurança [18], com implicações diretas para a percepção pública do risco assistencial.
O Agrupamento 2, que concentrou 68,3% dos registros, configura o “tipo ideal” da notícia sobre EA no Brasil: procedimento cirúrgico em hospital de capital, paciente adulta do sexo feminino, desfecho grave, profissional masculino identificado. Esse padrão é coerente com o conceito de framing de Entman [9], segundo o qual a mídia seleciona e enfatiza determinados aspectos da realidade para construir narrativas interpretativas. A predominância do contexto hospitalar-cirúrgico não reflete necessariamente a distribuição epidemiológica real dos EA nos serviços de saúde, mas antes a maior visibilidade desses eventos, decorrente da sua gravidade intrínseca e da maior capacidade institucional de detecção e circulação de informações em ambientes de alta complexidade [19,20].
O Agrupamento 3, embora minoritário (29,6%), revela um perfil de cobertura distinto e preocupante: pacientes pediátricos, jovens e recém-nascidos, em UPAs do interior, com desfecho fatal em 62,5% dos casos — proporção consideravelmente maior que a observada no Agrupamento 2 (27,1%). Essa assimetria sugere que a mídia só alcança esses contextos assistenciais quando o desfecho é extremo, o que é compatível com a teoria da amplificação social do risco [7]: eventos em cenários de menor visibilidade institucional precisam de maior gravidade para transpor o limiar de noticiabilidade. Esse achado tem relevância para a vigilância em saúde pública, pois indica que falhas em serviços de urgência e emergência do interior podem estar sistematicamente sub-representadas tanto nos sistemas formais de notificação quanto na cobertura midiática.
O Agrupamento 1, com apenas quatro observações, merece atenção não pela sua representatividade, mas pelo que sua raridade revela: incidentes leves e near misses são virtualmente ausentes da narrativa jornalística. Do ponto de vista da segurança do paciente, esses eventos são indicadores fundamentais de vulnerabilidades sistêmicas, e sua detecção precoce é estratégia prioritária para a prevenção de EA graves [5,19,21]. A sua quase invisibilidade midiática reforça que a narrativa pública sobre segurança do paciente é construída predominantemente a partir dos desfechos mais dramáticos, em detrimento de uma compreensão sistêmica e preventiva dos riscos assistenciais.
A concentração de 83,6% dos registros em desfechos graves ou fatais contrasta com os dados do Notivisa/Anvisa, nos quais incidentes sem danos e quase-falhas representam parcela expressiva das notificações [4]. Essa discrepância evidencia que a cobertura jornalística atua como amplificador seletivo: enquanto os sistemas formais buscam captar o espectro completo dos EA, a imprensa privilegia os eventos de maior impacto narrativo. Estudos conduzidos em jornais norte-americanos identificaram padrão análogo, com enquadramento predominantemente individualizante dos erros médicos e raridade da perspectiva sistêmica [10].
A associação forte entre núcleo de segurança do paciente e classificação de gravidade (V = 0,87) corrobora a distinção taxonômica proposta pela Organização Mundial da Saúde [22], confirmando que, na prática da cobertura midiática, EA e incidentes constituem categorias operacionalmente distintas. As associações moderadas entre sexo, grupo etário e tipo de procedimento (V entre 0,32 e 0,45) apontam para perfis demográficos diferenciados no cuidado cirúrgico versus clínico, compatíveis com padrões de morbidade hospitalar descritos na literatura [1].
Do ponto de vista metodológico, a taxa de inércia bruta de 11,6% é típica de ACM com elevado número de categorias, nas quais a inércia se fragmenta entre múltiplas dimensões. A correção de Benzécri [11] elevou esse valor para 60,1%, confirmando que as duas primeiras dimensões capturam a estrutura de associação relevante nos dados. O emprego do HCPC [12] para identificação dos agrupamentos representa avanço em relação à interpretação subjetiva do plano fatorial, pois os clusters são definidos por critério de otimização da inércia interclasse e validados por valores-teste com p-valores. A adoção do V de Cramér em detrimento de medidas de correlação baseadas em postos é metodologicamente adequada à natureza nominal das variáveis [11].
Este estudo apresenta limitações inerentes ao seu delineamento. A amostragem não probabilística impede generalizações, e a classificação de variáveis a partir de descrições jornalísticas introduz subjetividade inerente à fonte. O período 1998–2025 inclui anos em que alguns portais não existiam (G1 desde 2006, CNN Brasil desde 2020), o que contribui para a concentração temporal nos anos mais recentes. O Agrupamento 1, com apenas quatro observações, deve ser interpretado com cautela. Essas limitações, contudo, são constitutivas do objeto de estudo: a forma como falhas assistenciais são selecionadas, hierarquizadas e comunicadas no espaço público.
Os achados oferecem um modelo empírico da seletividade jornalística que pode subsidiar estratégias de comunicação em saúde voltadas à ampliação da percepção pública sobre o espectro completo dos riscos assistenciais. A integração entre monitoramento midiático e dados do Notivisa pode constituir abordagem complementar para a vigilância de EA no Brasil, com potencial de ampliar a sensibilidade da detecção, especialmente em contextos de menor complexidade assistencial e menor capacidade institucional.
Conclusão
A cobertura jornalística brasileira sobre eventos adversos em saúde opera como amplificador seletivo estruturado, privilegiando desfechos extremos e contextos de maior visibilidade institucional. Os três agrupamentos identificados pelo HCPC revelam que incidentes leves e near misses são virtualmente ausentes da narrativa midiática, enquanto EA cirúrgicos em hospitais de capitais concentram a atenção da imprensa. O perfil pediátrico-clínico de interior, marcado por óbitos em UPAs, acede à cobertura apenas quando o desfecho é fatal, evidenciando uma assimetria geográfica e clínica na visibilidade pública das falhas assistenciais.
A sub-representação midiática de incidentes leves e de EA em serviços de urgência do interior pode reforçar lacunas já existentes nos sistemas formais de notificação, criando um ciclo de invisibilidade de eventos que, embora individualmente menos dramáticos, frequentemente sinalizam fragilidades sistêmicas relevantes. A integração entre monitoramento midiático e dados do Notivisa representa estratégia promissora para ampliar a sensibilidade da vigilância de EA no Brasil.
Conflitos de Interesse
Os autores declaram não haver conflito de interesse.
Fontes de Financiamento
Não houve financiamento.
Contribuição dos autores
Desenho da pesquisa: Paes VC, Moura RS, Azevedo CLA, Souza LVQ; Obtenção de dados: Azevedo CLA, Romeiro GHCL, Paes VC; Análise e interpretação dos dados: Paes VC, Moura RS, Azevedo CLA, Souza LVQ; Redação do manuscrito: Moura RS, Saraiva FJC, Romeiro GHCL, Paes VC, Comassetto I, Souza LVQ; Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante: Moura RS, Saraiva FJC, Melro AFRL, Comassetto I.
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