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Flavio Monteiro de Souza

FATORES ASSOCIADOS À ASFIXIA PERINATAL NO BRASIL

Estudo populacional com base no Sistema de Informações de Nascidos Vivos

Instituto Fernandes Figueira Pós-graduação em Saúde da Criança e da Mulher

Rio de Janeiro

2003

O berço (1872). Berthe Morisot.

Musée D’Orsay, Paris.

FATORES ASSOCIADOS À ASFIXIA PERINATAL NO BRASIL

Estudo populacional com base no Sistema de Informações de Nascidos Vivos

Autor: Flavio Monteiro de Souza

Orientador: Alexandre José Baptista Trajano

Tese apresentada à coordenação da Pós-graduação em Saúde da Criança e da Mulher do Instituto Fernandes Figueira – Fundação Oswaldo Cruz – como parte dos requisitos necessários à obtenção do grau de Doutor em Ciências – área de concentração em Saúde da Criança e da Mulher.

Rio de Janeiro

Fevereiro, 2003

Souza, Flavio Monteiro de

Fatores associados à asfixia perinatal no Brasil: estudo populacional com base no Sistema de Informações de Nascidos Vivos./Flavio Monteiro de Souza. – Rio de Janeiro, 2003.

xiv, 149 f.

Tese (Doutorado) – Fundação Oswaldo Cruz. Instituto Fer-nandes Figueira. Programa de Pós-graduação em Saúde da Criança e da Mulher.

Título em inglês: Factors associated with perinatal as-phyxia in Brazil: a population-based study using birth record databases.

1. Asfixia/fatores de risco. 2. Assistência perinatal. 3. Ín-dice de Apgar. 4. Declaração de nascimento. 5. Estudos epidemiológicos.

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil ii

Às mães da minha vida:

Eugênia, avó querida,

Léa, mãe zelosa,

Joelma, mãe de meus filhos.

A Lucas, Daniel e Thaís,

crianças que nasceram sem asfixia

e que alegram a nossa vida.

A todas as mães que,

anonimamente, participaram

deste estudo e compartilharam

a experiência única de gerar uma nova vida.

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil iii

Agradecimentos

Ao Professor Alexandre José Baptista Trajano, orientador competente e

incansável, por todo o amparo pessoal, técnico e institucional

conferido durante a criação deste trabalho.

À Doutora Joelma Lira Jacob Barbosa, companheira e

auxiliar em todas as fases desta pesquisa.

Aos Professores Luiz Guilherme Pessôa da Silva e Marcos Vianna Lacerda

de Almeida que, com seus olhares agudos e críticos,

muito contribuíram para a forma final que este trabalho adquiriu.

Aos Professores Amaury Alves de Menezes e José Miguel Nigri pela sua

importância na formação de tantas gerações de obstetras. Sinto-me

honrado de ter sido discípulo destes ícones da obstetrícia brasileira.

Ao Professor Júlio César Soares Aragão que, com sua criatividade

admirável, ajudou a moldar a idéia embrionária desta pesquisa.

Aos Professores Nilson Ramirez de Jesús e Jader Coelho Dias pelo forte

apoio institucional nas fases finais de preparação desta pesquisa.

À Professora Renata Nunes Aranha, pela inestimável ajuda na interpretação

dos números e das interações epidemiológicas.

À Epidemiologista Joana Cunha Cruz pela competência e desprendimento

na análise multivariada.

À Professora Maria Angélica Bonfim Varela e ao interno de medicina Valter

Gabriel Maluly Filho pelo valioso auxílio com as referências bibliográficas.

À Doutora Monique Lin pela ajuda preciosa com a

língua inglesa na versão do resumo.

A todos os colegas da UERJ, da UNIGRANRIO e do Corpo de Bombeiros do

Estado do Rio de Janeiro, pela amizade e apoio na confecção deste trabalho.

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil iv

Resumo

Objetivo: Estudar a predição da asfixia perinatal representada pelo índice

de Apgar inferior a 7 no 5º minuto de vida a partir das variáveis contempla-

das nas declarações de nascidos vivos dos diversos estados do Brasil.

Material e método: Estudo de corte transversal baseado na população de

nascidos vivos do Brasil no ano de 1999, totalizando 3.256.433 registros. As

variáveis foram estudadas através do teste do X² de Pearson e calcularam-

se os riscos relativos (RR) para cada comparação. Posteriormente, efetuou-

se análise multivariada de regressão logística com cálculo das razões de

chances (OR) e intervalos de confiança para 95%. Comparou-se a prevalên-

cia do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto com o Índice Municipal de

Desenvolvimento Humano (IDH-M) por unidade da federação através de re-

gressão linear simples.

Resultados: A proporção de não preenchimento dos campos da DN variou

de 0% (sexo e local de nascimento) a 51,7% (estado marital materno). De-

pois de excluídos os casos de não preenchimento do grau de Apgar no 5°

minuto, do peso e os abortamentos, o número de casos estudados foi de

2.808.341. A prevalência de asfixia perinatal no Brasil em 1999 foi de 2,1%.

A prevalência variou por unidade da federação de 1,4% (São Paulo, Rio

Grande do Sul e Santa Catarina) a 6,2% (Piauí). A regressão linear simples

demonstrou que quanto melhor o IDH-M menor a prevalência de asfixia (R²

0,7437, p<0,001). A relação entre a asfixia e o estado marital materno foi

estudada apenas na análise bivariada (RR 1,20 para as mães solteiras com-

paradas com as que viveram ou vivem maritalmente). Na análise multivari-

ada, estudaram-se 1.164.226 casos que continham todos os campos da DN

preenchidos e 69,7% das observações foram corretamente classificadas pelo

modelo. Encontrou-se risco significativamente maior de asfixia associado a:

cor não branca (OR 1,11), sexo masculino (OR 1,24), anomalias congênitas

(OR 5,44), idade materna entre 10 e 19 anos (OR 1,05) e igual ou superior a

35 anos (OR 1,12), mães sem instrução (OR 1,54) ou com menos de 8 anos

de instrução (OR 1,25), mães sem pré-natal (OR 1,37) ou com menos de 7

consultas (OR 1,32), história de natimorto anterior (OR 1,13), parto domici-

liar (OR 1,71) ou em estabelecimento de saúde não hospitalar (OR 1,34),

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil v

parto nas regiões nordeste (OR 1,67) e norte (OR 1,47) quando comparados

com a região sudeste, recém-nascidos macrossômicos (OR 1,24) e gestação

pós-termo (OR 1,22). Quanto menor o peso do recém-nascido e menor a

idade gestacional, maior o risco de grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto,

atingindo OR de 33,23 para pesos entre 500 e 999g e de 5,10 para idade

gestacional entre 22 e 27 semanas. Os partos na região centro-oeste obtive-

ram os mesmos resultados que os da região sudeste, assim como os partos

gemelares em relação às gestações únicas. Foram fatores de proteção contra

a asfixia: parto vaginal em comparação com o cesáreo (OR 0,92), parto na

região sul em comparação com a sudeste (OR 0,90) e filhos vivos tidos ante-

riormente (OR 0,83 para um ou dois filhos e OR 0,84 para mais de dois fi-

lhos vivos).

Conclusões: A prevalência de asfixia perinatal no Brasil é elevada e o índice

de Apgar no 5° minuto é um indicador que reflete as condições socioeconô-

micas e culturais da gestante. Vários fatores de risco estão associados com

baixo grau de Apgar no 5° minuto. Para a reversão deste quadro são neces-

sárias medidas educacionais, melhora da assistência obstétrica e redução

das desigualdades sociais no Brasil.

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil vi

Abstract

Objective: To study the birth records in the various Brazilian states in or-

der to identify the factors associated with perinatal asphyxia as measured

by Apgar scores less than 7 at 5 minutes of life.

Material and Methods: A cross sectional study was undertaken using birth

records for those infants born in Brazil in the year 1999, totaling 3,256,433

records. The identified variables were studied using Pearson's Chi Squared

Test and the risk ratios (RR) for each comparison were calculated. Secondly,

a multivariate logistic regression was employed to calculate the odds ratio

(OR) for each factor studied with a 95% confidence interval. A simple linear

regression was then used to compare the prevalence of an Apgar score of

less than seven at five minutes with the Municipal Human Development

Index (HDI-M).

Results: The proportion of uncompleted birth record fields ranged from 0%

(sex of infant and place of birth) to 51.7% (marital status). After excluding

the cases in which the 5 minute Apgar or the birth weight were missing,

and the maternal abortions, the total cases studied were 2,808,341. The

prevalence of asphyxia in Brazil in 1999 was 2.1%. The prevalence varied

by state from 1.4% (Sao Paulo, Rio Grande do Sul and Santa Catarina) to

6.2% (Piaui). A simple linear regression demonstrated that the better the

HDI-M the lower the prevalence of asphyxia (R² 0,7437, p<0,001). A bivari-

ate analysis of asphyxia and maternal marital status revealed a RR of 1.20

for single mothers compared to those who were or are married. In the mul-

tivariate analysis, 1,164,226 cases (representing the records which were

entirely completed) were studied and 69.7% of the observations were cor-

rectly classified by the model. A significant increase in the risk of asphyxia

was encountered with the following variables: non-caucasian race (OR

1.11), newborn male sex (OR 1.24), congenital anomalies (OR 5.44), mater-

nal age between 10 and 19 years (OR1.05), maternal age ≥35 (OR 1.12), no

maternal education (OR1.54) or less than 8 years of education (OR 1.25), no

prenatal care (OR 1.37) or less than 7 prenatal visits (OR 1.32), prior fetal

demise (OR 1.13), home birth (OR 1.71), birth in medical establishments

other than hospitals (OR1.34), births in the northeastern region of the

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil vii

country (OR 1.67) and northern (OR 1.47) when compared to the southeast-

ern parts of Brazil, macrosomic fetus (OR 1.24), and post term pregnancy

(OR 1.22). The lower the newborn weight and gestational age, the higher

the risk of Apgar score less than 7 at 5 minutes, with the highest OR of

33.23 for birth weight between 500-999g and OR 5.10 for gestational age

between 22-27 weeks. Births in the midwestern region of Brazil did not

have an increased risk when compared to those in the southeastern

part. Similarly, twins pregnancies fared as well as singletons. Protective fac-

tors against asphyxia included vaginal birth when compared to cesarean

section (OR 0.92), birth in the southern part of Brazil when compared to the

southeastern region (OR 0.90), and prior live births (OR 0.83 for 1-2 chil-

dren and 0.84 for more than 2 children).

Conclusions: The prevalence of perinatal asphyxia in Brazil is elevated and

the 5 minute Apgar is an index that reflects the socioeconomic and cultural

condition of gravid females. Various risk factors are associated with low 5

minute Apgar scores. To ameliorate this situation in Brazil, education, im-

proved obstetric care and reduction of social inequities are necessary.

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil viii

Instruções ao feto

Escolha uma mãe jovem, saudável, com boas condições

socioeconômicas, esbelta, com mais de 1,62m de altura,

Rh positivo e que tenha um ciclo menstrual regular.

Ela não deve fumar, usar drogas ou recorrer a medica-

mentos. Ela deve procurar bons cuidados pré-natais e

um lugar seguro para parir.

Então ordene seu próprio meio-ambiente e solicite não

nascer pré-termo ou pós-termo. Não deixe suas mem-

branas se romperem antecipadamente e, acima de tudo,

entre no mundo primeiro com a cabeça e com o mínimo

atraso uma vez que a jornada tenha iniciado. Tendo

chegado, respire rapidamente antes que eles cortem seu

cordão. Procure logo o seio da sua mãe e não se acanhe

em começar a mamar!

Desta forma você tem a melhor chance de sobreviver

aos riscos de sua vida pré-natal.

Modificado de Charles P. Douglas (1975)

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil ix

Índice

RESUMO IV

ABSTRACT VI

ÍNDICE IX

L ISTA DE ABREVIATURAS XI

L ISTA DE FIGURAS XII

L ISTA DE TABELAS XIV

INTRODUÇÃO 1

APRESENTAÇÃO E JUSTIFICATIVA 2

OBJETO DO ESTUDO 5

O SISTEMA DE NASCIDOS VIVOS 5

FATORES DE RISCO AVALIÁVEIS ATRAVÉS DO SINASC 12

A ASFIXIA PERINATAL 15

O ESCORE DE APGAR 21

UM BRASIL , VÁRIOS “B RASIS”: AS DESIGUALDADES E A SAÚDE 27

OBJETIVOS 32

OBJETIVOS 33

MATERIAL E MÉTODO 34

FONTE DOS DADOS 35

VARIÁVEIS DE ESTUDO 38

CRITÉRIOS DE EXCLUSÃO 42

ANÁLISE ESTATÍSTICA 43

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil x

RESULTADOS 45

CARACTERÍSTICAS DA POPULAÇÃO E DOS DADOS 46

O GRAU DE APGAR INFERIOR A 7 NO 5° MINUTO 52

ANÁLISE BIVARIADA 57

ANÁLISE MULTIVARIADA 70

COMENTÁRIOS 73

CONSIDERAÇÕES ACERCA DO MÉTODO E DA QUALIDADE DAS INFORMAÇ ÕES 74

DISCUSSÃO DOS RESULTADOS 81

CONCLUSÕES E PONDERAÇÕES FINAIS 116

REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS 122

APÊNDICES 139

ANEXOS 143

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil xi

Lista de abreviaturas

CID-10 Classificação Estatística Internacional de Doenças e Problemas Relacionados à Saúde – Décima revisão.

DATASUS Departamento de Informática do Sistema Único de Saúde.

DIP II Desaceleração intraparto do tipo II: desaceleração tardia da freqüência cardíaca fetal ou DIP placentário.

DIP III Desaceleração intraparto do tipo III: desaceleração variável ou umbilical da freqüência cardíaca fetal.

DN Declaração de Nascido Vivo.

FTP File Transfer Protocol – Protocolo de transferência de arquivos através de redes de computadores.

FUNASA Fundação Nacional de Saúde.

IBGE Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística.

IC Intervalo de confiança do risco relativo ou da razão de chances para 95% de significância estatística.

IDH Índice de Desenvolvimento Humano.

IDH-M Índice Municipal de Desenvolvimento Humano.

MS Ministério da Saúde.

OMS Organização Mundial de Saúde.

OPAS Organização Panamericana de Saúde.

OR Odds ratio: razão de chances.

p Valor da probabilidade da correlação ter ocorrido devido ao a-caso.

pCO2 Pressão parcial de dióxido de carbono.

pH Potencial hidrogeniônico.

PNAD Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílio do IBGE

PNUD Programa das Nações Unidas para o Desenvolvimento.

pO2 Pressão parcial de oxigênio.

QI Quociente de inteligência.

R² Quadrado da correlação, utilizado na regressão linear. Mostra o percentual da variância de uma das variáveis que pode ser ex-plicado a partir do valor da outra.

RR Risco relativo.

SES Secretaria de Estado de Saúde.

SIM Sistema de Informação de Mortalidade.

SINASC Sistema de Nascidos Vivos.

SMS Secretaria Municipal de Saúde.

SUS Sistema Único de Saúde.

WHO World Health Organization: o mesmo que OMS.

X² Teste do qui-quadrado de Pearson

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil xii

Lista de figuras

Número Título Página

1 Número de nascidos vivos ocorridos e registrados no ano, por região de nascimento – Brasil, 1999.

8

2 Número de nascidos vivos registrados no ano, identifi-cados pelo SINASC e estimativa de nascimentos – Brasil, 1999.

8

3 Fluxo da Declaração de Nascido Vivo. 10

4 Distribuição da proporção de não preenchimento do grau de Apgar no 5° minuto somada à proporção de casos com grau de Apgar igual a 0 no 1° e no 5° minutos segundo as unidades da federação.

52

5 Distribuição da prevalência do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto segundo as unidades da fede-ração.

53

6 Relação entre a prevalência do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto e o Índice Municipal de Desenvolvimento Humano agrupado por unidade da federação.

55

7 Relação entre a prevalência do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto e o Índice Municipal de Desenvolvimento Humano (IDH-M) agrupado por Unidade da Federação, depois de excluídas as 2 unidades da federação com prevalências do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto discrepantes em relação ao IDH-M.

56

8 Relação entre o inverso da prevalência do grau de Ap-gar inferior a 7 no 5° minuto e o Índice Municipal de De-senvolvimento Humano (IDH-M) agrupado por Unidade da Federação, depois de excluídas as 2 unidades da federação com prevalências do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto discrepantes em relação ao IDH-M.

56

9 Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° mi-nuto inferior a 7 segundo a idade gestacional.

59

10 Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° mi-nuto inferior a 7 segundo o peso do recém-nascido.

59

11 Distribuição do peso médio dos recém-nascidos segun-do os grupos de grau de Apgar.

60

12 Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° mi-nuto inferior a 7 segundo a cor do recém-nascido.

60

13 Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° mi-nuto inferior a 7 segundo o sexo do recém-nascido.

61

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil xiii


14 Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° mi-nuto inferior a 7 segundo a presença de anomalias con-gênitas.

61

15 Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° mi-nuto inferior a 7 segundo a idade materna.

64

16 Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° mi-nuto inferior a 7 segundo o número de anos de estudo materno.

64

17 Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° mi-nuto inferior a 7 segundo o número de consultas de pré-natal.

65

18 Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° mi-nuto inferior a 7 segundo o estado marital materno.

65

19 Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° mi-nuto inferior a 7 segundo o número de filhos vivos tidos anteriormente.

66

20 Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° mi-nuto inferior a 7 segundo a ocorrência de filhos mortos anteriores.

66

21 Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° mi-nuto inferior a 7 segundo o tipo de gravidez (única ou gemelar).

68

22 Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° mi-nuto inferior a 7 segundo a via do parto.

69

23 Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° mi-nuto inferior a 7 segundo o local de nascimento.

69

24 Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° mi-nuto inferior a 7 segundo a região geográfica do país.

70

25 Distribuição da população residente por cor ou raça – Brasil, 2001.

106

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil xiv

Lista de tabelas


1 Fatores biológicos de risco para a asfixia perinatal e pa-ra o comprometimento neurológico do recém-nascido.

18

2 Definições dos componentes do escore de Apgar. 22

3 Classificação da asfixia ao nascer segundo a CID-10. 25

4 Campos disponíveis nos bancos de dados do SINASC e sua correspondência nos formulários de declaração de nascido vivo (DN).

37

5 Distribuição dos nascidos vivos no Brasil em 1999 por região e por unidade da federação de residência da mãe.

47

6 Distribuição dos nascidos vivos segundo as principais variáveis das DN no Brasil em 1999, antes e depois de aplicados os critérios de exclusão.

48

7 Distribuição dos nascidos vivos segundo as variáveis referentes aos recém-nascidos depois de aplicados os critérios de exclusão.

49

8 Distribuição dos nascidos vivos segundo as variáveis referentes às mães depois de aplicados os critérios de exclusão.

50

9 Distribuição dos nascidos vivos segundo as variáveis referentes à gravidez e ao parto depois de aplicados os critérios de exclusão.

51

10 Fatores associados ao grau de Apgar no 5° minuto infe-rior a 7 no Brasil – Análise bivariada das variáveis rela-cionadas ao feto ou recém-nascido.

58

11 Fatores associados ao grau de Apgar no 5° minuto infe-rior a 7 no Brasil – Análise bivariada das variáveis rela-cionadas à mãe.

63

12 Fatores associados ao grau de Apgar no 5° minuto infe-rior a 7 no Brasil – Análise bivariada das variáveis rela-cionadas à gravidez e ao parto.

68

13 Fatores associados ao grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 no Brasil – Análise multivariada.

71 e 72

14 Distribuição de alguns indicadores sociais, econômicos e culturais por raça ou cor – Brasil, 2001.

106

15 Distribuição dos partos hospitalares pelas diferentes re-giões do Brasil em 1996

108

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil – Introdução 1

Introdução


Apresentação e justificativa

Ao acompanharmos o processo reprodutivo humano, duas apre-

ensões principais afloram em relação ao recém-nascido: ele viverá? Se viver,

será saudável? Como médicos clínicos, acostumados a lidar com casos indi-

viduais, muitas vezes a reflexão através de uma perspectiva mais ampla,

epidemiológica, fica relegada a um plano secundário.

O Brasil convive com elevada taxa de mortalidade e morbidade

perinatal. Ao contrário dos países desenvolvidos, onde a principal causa

isolada de morte no período neonatal é a malformação congênita (DRUZIN;

GABBE, 1999), no Brasil a maioria dos óbitos perinatais é determinada pe-

las condições da gestante, características da assistência ao parto e ao re-

cém-nascido. Entre as principais causas de óbitos associados às condições

maternas e do recém-nascido estão a prematuridade, baixo peso ao nascer,


afecções respiratórias do recém-nascido e a asfixia intra-uterina e intrapar-

to (LANSKY et al., 2002).

Dentre as diversas entidades mórbidas encontradas no período

perinatal, a asfixia ocupa lugar de destaque por sua potencial influência no

futuro desempenho neuropsicomotor do recém-nascido (DIOS et al., 2001).

O grau de asfixia perinatal reflete a qualidade da assistência prestada à ges-

tante durante o período pré-natal e durante o parto, além dos cuidados ime-

diatos prestados ao recém-nascido.

Na formação do profissional de saúde, maior atenção é dada a

questões diretamente relacionadas ao parto e à causa imediata de asfixia,

sendo que pouco se discute sobre a influência dos fatores favorecedores ou

dos fatores preditivos da asfixia perinatal relacionados aos aspectos sociais,

econômicos e culturais envolvidos. De um modo geral, o médico assiste pa-

cientes em instituições públicas com clientela determinada, ou em institui-

ções privadas, atendendo um segmento estratificado que possui

características socioeconômicas semelhantes. Assim, acreditamos que a

avaliação de todos os recém-nascidos no país, estudados como grupo hete-

rogêneo, pode contribuir para o melhor entendimento dos fatores envolvidos

com a asfixia perinatal em função da diversidade de características encon-

tradas no Brasil.

Sabe-se que o índice de Apgar inferior a 7 no 5° minuto de vida é

uma forma de medir o estado do recém-nascido e indica, de forma aproxi-

mada, o número de crianças que necessitarão de recursos especializados e

caros como, por exemplo, a internação em unidades de tratamento intensi-

vo. Este é um grande problema de planejamento dos recursos em todo o


mundo e especialmente nos países em desenvolvimento, onde os recursos

são escassos. Conhecer os fatores que predizem condições deletérias para o

recém-nascido pode auxiliar no melhor planejamento da aplicação de recur-

sos baseando-se na maior ou menor necessidade de cada grupo, contem-

plando os diferentes cenários encontrados no Brasil.

Desde a implantação do Sistema de Nascidos Vivos (SINASC) pelo

Ministério da Saúde, vários trabalhos em âmbito municipal e estadual des-

creveram as características dos recém-nascidos (LAUAND; SIMÕES, 1999;

MELLO JORGE; GOTLIEB, 2001; RODRIGUES et al., 2002; SANTA HELE-

NA; WISBECK, 1998; SARINHO et al., 2001). Estes trabalhos vêm contribu-

indo para o entendimento sobre a mortalidade infantil e sobre o perfil dos

nascidos vivos nos locais onde são produzidos. Em sua maioria, no entanto,

são apenas dados estatísticos descritivos do perfil de nascimentos.

A disponibilidade de informações tão ricas e em volume dificil-

mente suplantado por qualquer outro país nos motivou a desenvolver uma

forma mais elaborada de avaliar fatores epidemiológicos que têm influência

nas condições de nascimento, particularmente os associados com a depres-

são neonatal imediata. Este trabalho, que acreditamos pioneiro na utiliza-

ção do SINASC através deste método, pretende ser uma fotografia

instantânea dos fatores que predispõem à asfixia perinatal no Brasil.


Objeto do estudo

O objeto deste estudo são todos os 3.256.433 recém-nascidos vi-

vos no Brasil no ano de 1999, identificados pelo Sistema de Nascidos Vivos

(SINASC) da Fundação Nacional de Saúde do Ministério da Saúde (FUNA-

SA/MS).

O Sistema de Nascidos Vivos

O Sistema de Nascidos Vivos (SINASC) foi implantado em 1990

com o objetivo de melhorar as informações sobre nascimentos e, principal-

mente, obter maior qualidade das informações relacionadas à mortalidade

infantil, já que os dados de registro civil eram falhos em relação aos nasci-

mentos. É um sistema concebido e montado de forma semelhante ao Siste-

ma de Informação de Mortalidade (SIM) do Ministério da Saúde (MS). As

estatísticas sobre nascimentos e as informações sobre mortalidade com-

põem o campo de trabalho das estatísticas vitais (NORONHA et al., 1997).

Antes da implantação do SINASC, as informações sobre nasci-

mentos disponíveis no país eram obtidas através de registros civis realiza-

dos nos cartórios que, periodicamente, enviavam mapas de apuração ao

Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE) que os analisava e di-

vulgava. Estas informações mostravam-se precárias, havendo problemas de

sub-registro, de qualidade e de fidedignidade dos dados. Conseqüentemen-

te, as estimativas das taxas de mortalidade infantil eram imprecisas, o que

ficou demonstrado através de diversos trabalhos sobre o sub-registro legal

dos nascimentos (CBCD - CENTRO DA OMS PARA A CLASSIFICAÇÃO DE


DOENÇAS EM PORTUGUÊS (MS/USP/OPAS-OMS) - NÚCLEO DE ESTU-

DOS EM POPULAÇÃO E SAÚDE - NEPS/USP, 1992).

Técnicos de diversas áreas efetuavam os planejamentos em saú-

de tendo como base as estimativas imprecisas em relação aos nascidos vi-

vos. Com a criação do SINASC, a caracterização de alguns aspectos sobre

as condições da gravidez, do parto, do recém-nascido e da mãe passou a ser

possível. O instrumento de coleta individual dos dados é a Declaração de

Nascido Vivo (DN – Anexos A e B).

Segundo a Classificação Estatística Internacional de Doenças e

Problemas Relacionados à Saúde – Décima Revisão (CID-10, 1993), nasci-

mento vivo é a expulsão ou extração completa do corpo da mãe, indepen-

dentemente da duração da gravidez, de um produto de concepção que,

depois da separação, respire ou apresente qualquer outro sinal de vida, tal

como batimentos do coração, pulsações do cordão umbilical ou movimentos

efetivos dos músculos de contração voluntária, estando ou não cortado o

cordão umbilical e estando ou não desprendida a placenta. Cada produto de

um nascimento que reúna essas condições se considera como uma criança

viva.

Ainda segundo a CID-10 (1993), óbito fetal é a morte de um pro-

duto da concepção, antes da expulsão ou da extração completa do corpo da

mãe, independentemente da duração da gravidez; indica o óbito o fato do

feto, depois da separação, não respirar nem apresentar nenhum outro sinal

de vida, como batimentos do coração, pulsações do cordão umbilical ou

movimentos efetivos dos músculos de contração voluntária.


A implantação da DN permitiu a utilização de um documento bá-

sico, padronizado para todo o país, contendo informações úteis na avaliação

das condições de nascimento e no planejamento de ações em saúde pública.

Da mesma forma que a declaração de óbito, a DN passou a ser um formulá-

rio de emissão obrigatória. O registro civil do nascimento só pode ser emiti-

do mediante apresentação de uma das vias da DN, seguindo determinação

estabelecida no Estatuto da Criança e do Adolescente (Lei n° 8069 de 13 de

julho de 1990).

Esse sistema, gradativamente, foi implantado em todo o país e

hoje praticamente todas as unidades da federação o utilizam. Contudo, em

pelo menos um estado (Piauí), a implantação não está completamente efeti-

vada (FUNASA, 2002).

O SINASC vem apresentando, em todas as regiões do país desde

1994, volume maior de registros do que o publicado em anuários do IBGE

com base nos dados de Cartórios de Registro Civil, permitindo assim a

construção de indicadores úteis para o planejamento e gestão dos serviços

de saúde. Em 1999 os dados do Brasil exibem número significativamente

maior de nascidos vivos que os obtidos com os registros civis de nascimen-

to, embora este número seja um pouco inferior à estimativa de nascimentos

(Figuras 1 e 2). O conhecimento mais preciso do número de nascidos vivos a

cada ano possibilita o cálculo da taxa de mortalidade infantil e da taxa de

mortalidade materna, indicadores tradicionalmente utilizados para a moni-

toração das condições de vida da população.


159.774285.229

627.085

915.528

1.250.252 1.351.192

427.894 470.326

190.203234.158

0

200.000

400.000

600.000

800.000

1.000.000

1.200.000

1.400.000

Norte Nordeste Sudeste Sul Centro-oeste

Registrocivil (IBGE)

SINASC

2.675.613

3.256.433 3.387.546

0

500.000

1.000.000

1.500.000

2.000.000

2.500.000

3.000.000

3.500.000

BRASIL 1999

Registro civil(IBGE)

SINASC

Estimativa(IBGE)

Assim como na declaração de óbito, os formulários de declaração

de nascidos vivos são pré-numerados, impressos em três vias e distribuídos

às secretarias estaduais de saúde pela FUNASA/MS. As Secretarias de Es-

Figura 1 – Número de nascidos vivos ocorridos e registrados no ano, por região de nascimento – Brasil, 1999. (Fonte: IBGE, 1999 - Estatísticas do

Registro Civil; SINASC, 2002)

Figura 2 – Número de nascidos vivos registrados no ano, identificados pelo SINASC e estimativa de nascimentos – Brasil, 1999. (Fonte: IBGE, 1999 - Estatísticas do Registro Civil; IBGE, 2000 - Projeção da po-pulação do Brasil por sexo e idade para o período 1980-2050 - Revisão 2000; SINASC, 2002)


tado de Saúde (SES) se encarregavam da sua distribuição aos estabeleci-

mentos de saúde e cartórios. Embora ainda não tenha acontecido em todo o

país, o preconizado é que as Secretarias Municipais de Saúde (SMS) assu-

mam esse encargo (FUNASA, 2002).

O preenchimento da DN é executado por profissionais de diferen-

tes áreas (médicos, enfermeiros, auxiliares, técnicos, secretários, cartórios

de registro civil etc.), ao contrário das declarações de óbito, assinada exclu-

sivamente por médicos. Estudos anteriores indicaram que a declaração de

óbito possui baixa qualidade de informações, enquanto a DN é um formulá-

rio bem utilizado (NORONHA et al., 1997). Ao longo do processo de implan-

tação do sistema, observam-se melhorias no preenchimento das

informações conforme observado por diversos autores, que avaliaram a fre-

qüência do não preenchimento dos campos e validaram os dados ao longo

do processo (MISHIMA et al., 1999; SANTA HELENA; WISBECK, 1998;

SILVA et al., 2001b; SILVA et al., 1997).

O fluxo percorrido pela DN varia de estado para estado. O MS re-

comenda, contudo, que a 1ª via do documento seja recolhida ativamente

pelas SES ou SMS para processamento, enquanto a segunda via deve ser

entregue aos familiares para registro do nascimento no cartório. Esta via

ficará guardada no cartório de registro civil até ser coletada pela secretaria

de saúde. No caso de gravidez múltipla, deve ser preenchida uma DN para

cada recém-nascido vivo. Se ocorrer parto domiciliar, a DN é preenchida

pela unidade básica de saúde próxima à residência da mãe ou pelo cartório

de registro civil. Ao chegar à SMS, digitam-se os dados da DN e processam-

se relatórios de crítica da qualidade de digitação (Figura 3).


A terceira via deve ser entregue pela família à unidade assistenci-

al que acompanhará a criança. No entanto, em vários municípios (Rio de

Janeiro, por exemplo) esta via é arquivada no prontuário hospitalar do re-

cém-nascido. Após a digitação dos dados das DN, a Secretaria de Saúde

deveria remeter a primeira via à unidade de saúde onde se originou o do-

cumento, o que não ocorre nas localidades onde a terceira via fica no pron-

tuário (FUNASA, 2002; NORONHA et al., 1997).

Nas SES os dados são processados, revistos e criticados. A legis-

lação determina que o registro do nascimento seja feito no local de ocorrên-

cia do evento (Lei nº 6015/73). Entretanto, o MS solicita que os casos sejam

referidos ao município onde a paciente reside, o que possibilita um melhor

planejamento de saúde. Assim, os dados das SES são encaminhados para o

MS, que procede a novas críticas. As DN são processadas através da utiliza-

ção de programas informatizados do SINASC (FUNASA, 2002).

Figura 3 – Fluxo da Declaração de Nascido Vivo.

(Adaptado de FUNASA, 2002)


As dificuldades no acesso aos bancos de dados do SINASC prova-

velmente justificam o subaproveitamento das informações desse sistema.

Os bancos de dados de todo o país só recentemente foram disponibilizados

para acesso público. Até janeiro de 2003 ainda não estavam franqueados

para acesso público através da Internet os dados referentes aos anos de

2000 e 2001, assim como os anteriores a 1998. Os bancos de dados de

1998 foram disponibilizados em agosto de 2000 e os de 1999 em abril de

2002. Conforme divulgado pela FUNASA (2002) apenas recentemente os

gestores públicos passaram a utilizar os bancos de dados, ainda de forma

incipiente e, na maioria das vezes, como denominador para o cálculo de ta-

xas (mortalidade infantil e mortalidade materna, por exemplo). Apesar dis-

so, alguns indicadores vêm sendo propostos, a maioria voltada à avaliação

de riscos e da rede de atenção à gravidez e ao parto.

Embora esses dados ainda não tenham sido mais amplamente

utilizados, estão disponíveis análises estatísticas produzidas por diversos

meios: relatórios de trabalho de secretarias municipais e estaduais de saú-

de, trabalhos de pesquisa, estatísticas vitais através do DATASUS

(DATASUS, 2003), entre outros. Estas análises são, em sua maioria, descri-

ções das características da população. Começam também a ser desenvolvi-

dos alguns estudos epidemiológicos mais elaborados utilizando as variáveis

disponíveis no SINASC, mas estes estudos são geralmente limitados a uma

cidade ou estado do país (AZEVEDO et al., 2002; GAMA et al., 2001; LAU-

AND; SIMÕES, 1999; NASCIMENTO; GOTLIEB, 2001; RODRIGUES et al.,

2002; SANTA HELENA; WISBECK, 1998; SARINHO et al., 2001).


Fatores de risco avaliáveis através do SINASC

O termo “risco” significa a probabilidade de ocorrência de um re-

sultado desfavorável, de um dano ou de um fenômeno indesejado. Conside-

ra-se “fator de risco” de um dano toda característica ou circunstância que

acompanha aumento de probabilidade de ocorrência do fato indesejado,

sem que o fator tenha que intervir necessariamente em sua causalidade. A

demonstração estatística do risco permite avaliar a probabilidade da ocor-

rência de um acontecimento indesejado, ou dano (BARBOSA, 1999). Consi-

deram-se como resultados perinatais desfavoráveis as mortes (abortamento,

natimorto, neomorto) e outros problemas relacionados ao recém-nascido,

tais como prematuridade, baixo peso ao nascer, anomalia congênita e sín-

dromes genéticas (LUZ et al., 2000). A asfixia perinatal, por representar

maior probabilidade de morte ou seqüela definitiva no recém-nascido, tam-

bém pode ser considerada como resultado desfavorável (ROSENBERG,

1999).

Grande gama de fatores de risco é comum para diferentes resul-

tados gestacionais desfavoráveis. O maior risco de comprometimento do

bem estar da mãe e/ou do concepto pode ser detectado durante a gestação

pela assistência pré-natal (com ou sem a necessidade de exames comple-

mentares). Este incremento no risco pode ocorrer devido a doenças mater-

nas próprias ou intercorrentes, além de distúrbios do desenvolvimento fetal.

As condições do nascimento também influenciam de forma importante o

risco fetal. Há fatores de risco que, em estudos epidemiológicos, mostram-se

mais importantes que outros na determinação de um dano específico. Exis-

tem três formas pelas quais os fatores de risco se associam à conseqüência

indesejável (LUZ et al., 2000):


1. Forma causal: a que desencadeia o processo mórbido.

2. Forma favorecedora: há clara conexão entre o fator e o dano,

ainda que o fator não seja a causa direta.

3. Fator preditivo ou marcador: quando a associação se faz a-

través de múltiplos elos, de forma não claramente identificável, às vezes

evidenciada apenas através de associações estatísticas.

Dentre as condições de risco fetal relacionadas à mãe detectáveis

sem necessidade de exames complementares, podem ser citadas (LUZ et al.,

2000): origem e idade da gestante; menção de companheiro ou estabilidade

conjugal; paridade; tabagismo; intervalo interpartal; esforço físico no traba-

lho; padrão menstrual; história de prematuridade, baixo peso ao nascer,

natimortalidade ou neomortalidade; história de abortamento e gravidez ec-

tópica; história de hemorragia em gestação anterior; história de pré-

eclâmpsia em gestação anterior; história de cesariana; número de filhos

vivos e razão de sobrevivência da prole (número de gestações dividido pelo

número de filhos vivos); história de doenças sistêmicas; história de anoma-

lia congênita em gestação anterior; idade da menarca; escolaridade; renda

familiar per capita.

Um dos principais objetivos da implantação do Sistema de Nasci-

dos Vivos (SINASC) foi obter um perfil epidemiológico dos nascimentos, a-

través de informações relativas às características do recém-nascido, da

gravidez, do parto e da mãe (MELLO JORGE et al., 1993). Em geral, os es-

tudos sobre peso ao nascer, duração da gestação, tipo de parto e paridade,

dentre outros, obtêm as informações diretamente dos prontuários médicos

ou por meio de visitas domiciliares, sendo as investigações restritas a clien-


telas específicas de determinados serviços de saúde ou baseadas em amos-

tras populacionais.

Estudos de fatores de risco gestacionais, com base em dados po-

pulacionais secundários obtidos de registros de nascimentos, são relativa-

mente comuns em todo o mundo e contribuem com conclusões importantes

sobre esses fatores de risco, em especial se apresentarem número de casos

bastante elevado (BEKEDAM et al., 2002; CLAUSSON et al., 2001; GILBERT

et al., 1999; MOSTER et al., 2001; SALIBA et al., 2001; THORNGREN-

JERNECK; HERBST, 2001). No Brasil, a implantação do SINASC criou a

possibilidade de serem realizados estudos semelhantes com bases popula-

cionais. Assim, a declaração de nascido vivo constitui uma importante fonte

alternativa de dados sobre os nascimentos (MISHIMA et al., 1999).

Os bancos de dados do SINASC permitem a avaliação de diversos

fatores, mensurando-se sua influência na ocorrência de eventos danosos ao

recém-nascido. Podem ser analisados: idade materna; escolaridade mater-

na; freqüência à assistência pré-natal; estado marital; número de filhos vi-

vos e mortos tidos anteriormente; gemelidade; raça ou cor do recém-

nascido; sexo do recém-nascido; via do parto; local de ocorrência do parto;

local de residência da mãe. Também podem ser avaliados fatores considera-

dos tanto como predisponentes a resultados desfavoráveis (geralmente na

forma favorecedora) quanto como o próprio resultado desfavorável, dentre

eles: idade gestacional; peso ao nascimento; anomalias congênitas; índice

de Apgar no 1° e 5° minutos.


A asfixia perinatal

O feto sobrevive e se desenvolve em um meio de baixa pressão

parcial de oxigênio, quando comparado com o recém-nascido ou com o a-

dulto. Assim, podemos dizer que o feto é, fisiologicamente, hipóxico em rela-

ção aos valores pós-natais de pressão parcial de oxigênio (pO2). Suas

reservas de oxigênio são reduzidas, fazendo com que o suprimento ininter-

rupto de oxigênio seja fundamental para sua sobrevivência. A transferência

de dióxido de carbono através da placenta é limitada apenas pela capacida-

de de difusão. A transferência de oxigênio, no entanto, é limitada pelo vo-

lume do fluxo sangüíneo. As reservas de oxigênio no sangue fetal são

suficientes para apenas 1 a 2 minutos de uso e lesões no sistema nervoso

central podem ocorrer com períodos relativamente curtos de ausência total

de oxigênio. O fluxo sangüíneo placentário, portanto, deve ser contínuo pa-

ra manter valores normais de oxigênio na circulação fetal (CUNNINGHAM et

al., 2001c).

A saturação de oxigênio no sangue da veia umbilical é semelhan-

te à saturação de oxigênio na circulação capilar materna. Apesar da pO2

relativamente baixa, o feto normalmente não sofre hipóxia. O feto humano

possui débito cardíaco por massa corporal consideravelmente maior que um

indivíduo adulto. O alto débito cardíaco, aliado à maior capacidade de

transporte de oxigênio da hemoglobina fetal, compensam de forma eficiente

a baixa tensão de oxigênio (CUNNINGHAM et al., 2001c).

A hipóxia intra-uterina ocorre quando, por algum motivo, houver

diminuição ou interrupção do aporte de oxigênio para o feto. Essa diminui-

ção poderá ocorrer por fatores que diminuam o aporte sangüíneo para o


útero (por exemplo, uma redução dos níveis de oxigenação materna, a hipo-

tensão arterial materna ou falha na função cardíaca materna), por altera-

ções diretas na perfusão placentária (pela deficiência de irrigação do espaço

interviloso) ou por alterações no fluxo sangüíneo entre a placenta e o feto

(pelos acidentes com o cordão umbilical, por exemplo).

A asfixia súbita, embora mais comum durante o trabalho de par-

to, pode ocorrer durante a gestação como no caso de acidentes, traumas e

descolamento da placenta, e resulta em sofrimento fetal agudo. Nos casos

de gravidez de alto risco, a insuficiência placentária geralmente ocorre de

forma insidiosa, levando tanto à hipóxia fetal quanto a graus variáveis de

desnutrição do feto. Esse processo se faz cronicamente e pode ter como

conseqüência o crescimento intra-uterino retardado, dentre outras compli-

cações perinatais (BERTINI et al., 2000b).

Os recém-nascidos normais podem apresentar algum grau de as-

fixia durante o processo do parto sem, contudo, haver comprometimento da

sua higidez. As contrações uterinas interrompem temporariamente o aporte

sangüíneo à placenta quando a pressão intramiometrial ultrapassa a pres-

são arterial média materna. Várias circunstâncias podem exagerar o grau

de asfixia, resultando em um lactente deprimido, em um recém-nascido

com lesão no sistema nervoso central ou na morte fetal durante o parto

(AGUIAR, 2000). Dentre elas, destacamos:

• A hiperatividade uterina secundária ao uso inadequado

de ocitocina, à pré-eclâmpsia, à polidramnia, ao parto obs-

truído ou ao parto prolongado.


• A hipotensão arterial materna, secundária à anestesia

(peridural, raqui ou geral), hemorragia materna e ao decú-

bito dorsal (que pode induzir à síndrome de hipotensão

supina).

• Os acidentes e complicações envolvendo o cordão um-

bilical (circulares, nós, prolapsos, procidências).

• A rotura uterina, circunstância rara atualmente mas de

extrema gravidade, secundária freqüentemente a assistên-

cia obstétrica inadequada.

• A prematuridade, que implica feto mais frágil e sensível à

hipóxia, além de imaturidade nos mecanismos de adapta-

ção perinatal.

• A gravidez de alto risco, quando o feto apresenta previa-

mente sofrimento crônico ou há insuficiência placentária.

• No descolamento prematuro da placenta normoinseri-

da, em que o sofrimento fetal é precoce, agudo e grave por

três motivos principais: redução da área de trocas placen-

tárias (pelo descolamento da placenta), hiperatividade ute-

rina (hipertonia ou taquissistolia induzida pela irritação

miometrial do coágulo retroplacentário) e posterior hipo-

tensão materna pelo sangramento retroplacentário.


Numerosos fatores biológicos podem atuar diretamente no feto e

no recém-nascido, levando à asfixia e ao comprometimento posterior da sa-

úde do indivíduo (Tabela 1).

Tabela 1 – Fatores biológicos de risco para a asfixia perinatal e para o comprome-timento neurológico do recém-nascido.

Maternos e pré-natais

Tabagismo Doenças sistêmicas maternas Diabete Amniorrexe prematura Pré-eclâmpsia Amnionite Hipertensão crônica Placenta prévia Doença renal crônica Descolamento prematuro da placenta Uso de drogas ou medicamentos duran-te a gestação

Prematuridade

Trauma durante a gravidez Baixo peso ao nascer

Perinatais

Desacelerações tardias (DIP II) da fre-qüência cardíaca fetal

Hemorragia intraventricular Convulsões

Desacelerações severas da freqüência cardíaca fetal (DIP III desfavorável)

Hiperglicemia Hipoglicemia

Bradicardia Hipercalcemia Líquido amniótico meconial Hipocalcemia Tipo de parto e atividade uterina Hiperbilirrubinemia Anomalia placentária Baixo Apgar no 1° minuto Síndrome de angústia respiratória do recém-nascido

Baixo Apgar no 5° minuto Anomalias congênitas

Persistência do canal arterial Displasia broncopulmonar Uso de respirador Recém-nascido pequeno para a idade Complicações cardiovasculares gestacional Infecção Complicações gastrintestinais

Relacionados à asfixia

Desacelerações variáveis severas da freqüência cardíaca fetal (DIP III desfa-vorável), desacelerações tardias (DIP II)

pH do sangue umbilical baixo ao nasci-mento pCO2 alto no sangue umbilical

Líquido amniótico meconial pO2 baixo no sangue umbilical Necessidade de ressuscitação neonatal ou de assistência respiratória

Convulsões neonatais Baixo Apgar no 1° e 5° minutos

Hipotensão arterial neonatal Bradicardia fetal ou neonatal

(Adaptado de AYLWARD, 1993)

Ao ser submetido a uma situação de baixa disponibilidade de o-

xigênio, seja aguda ou crônica, o feto lança mão de mecanismos de defesa e


de compensação. O objetivo principal destes mecanismos é a proteção de

órgãos nobres: o cérebro (na prevenção de lesões neurológicas), o coração

(para manutenção da capacidade circulatória do feto) e as glândulas supra-

renais (importantes na resposta fisiológica ao estresse). Para isso, ocorre

redistribuição do fluxo sangüíneo, havendo dilatação nos vasos que os irri-

gam e vasoconstricção nos outros locais (intestino, pulmão, pele, músculos,

rins etc.). Este mecanismo é chamado de centralização (AGUIAR, 2000).

No processo de adaptação à hipóxia, inicialmente há elevação da

freqüência cardíaca fetal (taquicardia compensatória) objetivando aumentar

as trocas metabólicas. O débito cardíaco é mantido ou aumentado pela ta-

quicardia. Persistindo a hipóxia, o consumo de oxigênio diminuirá e o feto

irá utilizar uma via alternativa para a geração de energia, o que é conse-

guido através da respiração anaeróbica. No entanto, a anaerobiose é um

meio pouco eficiente de geração energética, havendo alto consumo de gli-

cose e glicogênio e o acúmulo de radicais ácidos e de dióxido de carbono,

levando à acidose inicialmente metabólica e posteriormente mista. Neste

ambiente, o feto lançará mão de mecanismos de proteção e de economia do

glicogênio. Este processo geralmente se evidencia na cardiotocografia intra-

parto pelas desacelerações tardias da freqüência cardíaca (DIP II). Persis-

tindo a hipóxia, haverá agravamento da vasoconstricção periférica, perda da

variabilidade da freqüência cardíaca fetal, bradicardia e queda do débito

cardíaco. Finalmente ocorre a perda da capacidade de compensação, le-

vando à hipotensão arterial fetal e redução do fluxo sangüíneo cerebral, que

poderá resultar em lesão cerebral ou morte (AGUIAR, 2000).


As conseqüências mais temidas da asfixia perinatal são a lesão

neurológica e a morte fetal. O único déficit neurológico claramente associ-

ado à asfixia é a paralisia cerebral. Apesar do retardo mental e da epilepsia

poderem acompanhar casos de paralisia cerebral, não há evidências de que

sejam causados pela asfixia perinatal exceto quando associados à paralisia

cerebral, e mesmo assim essa associação é posta em dúvida (LEVENE et al.,

1986; PANETH, 1993).

Mesmo com a nítida melhora da assistência materna e perinatal

com conseqüente redução nas taxas de mortalidade perinatal nas últimas

décadas, a prevalência de paralisia cerebral não declinou desde os anos 50

(CUNNINGHAM et al., 2001a). Nelson e Ellenberg (1986) fizeram importan-

tes contribuições para o correto entendimento da paralisia cerebral e do

retardo mental. Analisando dados do Collaborative Perinatal Project, que

acompanhou 54.000 gestações e recém-nascidos até os 7 anos de idade,

concluíram que apenas 20% dos casos de paralisia cerebral possuíam al-

guma associação com a asfixia perinatal. Além disso, determinaram que os

principais fatores associados à paralisia cerebral foram:

1. Evidência de anormalidades genéticas, tais como retardo

mental materno, microcefalia e anomalias congênitas.

2. Peso ao nascimento inferior a 2000g.

3. Idade gestacional inferior a 32 semanas.

4. Infecção.

Os efeitos ambientais também possuem um papel crítico no re-

sultado do desenvolvimento do indivíduo. Fatores ambientais adversos, tais

como baixo nível socioeconômico e suporte social fraco podem colocar a cri-


ança em risco de comprometimento. Relações entre a classe social, compli-

cações perinatais e desenvolvimento cognitivo são complexas e interdepen-

dentes. Algumas crianças estão expostas tanto a riscos biológicos quanto a

riscos ambientais (AYLWARD, 1993).

O escore de Apgar

O escore de Apgar, desenvolvido pela anestesiologista Virginia

Apgar em 1952 (APGAR, 1953), é um método rápido de avaliação das condi-

ções clínicas do recém-nascido. A facilidade de aplicação deste índice tem

feito com que seja usado em grande quantidade de estudos de resultados

perinatais (ALMEIDA et al., 1994; SOUZA et al., 1993a; SOUZA et al.,

1993b; TRAJANO, 1988a; TRAJANO, 1988b). O índice de Apgar possui cin-

co componentes (Tabela 2): freqüência cardíaca, esforço respiratório, tônus

muscular, irritabilidade reflexa e cor. A cada componente destes é atribuída

uma nota de 0, 1 ou 2. Apesar de haver variação entre observadores na ava-

liação do escore de Apgar, ele permanece sendo um indicador útil das con-

dições gerais do recém-nascido (MARLOW, 1992).

Os estudos sobre asfixia perinatal geralmente têm sido elabora-

dos com o uso do índice de Apgar como “padrão ouro”. As variáveis mais

extensamente avaliadas em relação ao grau de Apgar são a freqüência car-

díaca fetal e o pH da artéria umbilical. Encontra-se alta especificidade na

relação entre padrões anormais da freqüência cardíaca fetal ou pH baixo no

sangue da artéria umbilical e índices de Apgar baixos. A sensibilidade des-

tes testes é, no entanto, baixa, demonstrando que recém-nascidos com bai-


xo índice de Apgar podem apresentar pH normal no sangue da artéria um-

bilical ou traçados cardiotocográficos normais. A explicação para esse fato é

que o índice de Apgar não é apenas uma avaliação da asfixia intraparto,

mas também reflete outros fatores deletérios que possam ter atuado duran-

te ou antes do parto (SCHMIDT et al., 1988).

(Adaptado de APGAR et al., 1958)

Os recém-nascidos que apresentam asfixia crônica e acidose me-

tabólica compensada não respondem a um estímulo hipóxico adicional com

aumento da acidose, contudo estão expostos a maior risco perinatal. Esses

recém-nascidos recebem baixos índices de Apgar sem mostrarem redução

importante no pH do sangue umbilical. Há indicações, portanto, que a aci-

Tabela 2 – Definições dos componentes do escore de Apgar.

Escore

Componente 0 1 2

Freqüência cardíaca Ausente < 100 bpm ≥ 100 bpm

Respiração Ausente Lenta ou irregular, choro fraco,

hipoventilação

Boa, choro forte

Tônus muscular Flácido Alguma flexão das extremidades

Movimentação ativa

Irritabilidade reflexa Sem resposta Caretas Choro ou retirada ativa

Cor Azul ou pálido Corpo rosado, extremidades

azuis

Completamente rosado


dose e o índice de Apgar são avaliações de processos fisiológicos diferentes

que parecem estar apenas fracamente relacionados (MARLOW, 1992).

Sabe-se que diversas causas, além da asfixia, podem estar asso-

ciadas a baixos graus de Apgar. Dentre estas, merecem destaque a sedação

materna, efeitos da anestesia de condução, reflexo parassimpático por aspi-

ração vigorosa ou intubação do recém-nascido, anomalias congênitas e do-

enças neurológicas, musculoesqueléticas ou cardiorrespiratórias do recém-

nascido (CUNNINGHAM et al., 2001a). É importante reconhecer que ele-

mentos que compõem índice de Apgar, tais como o tônus, a cor e a irritabi-

lidade reflexa, são parcialmente dependentes da maturidade fisiológica da

criança. O recém-nascido prematuro saudável, sem evidência de agressão

hipóxica, acidemia ou depressão cerebral, pode receber um baixo índice de

Apgar apenas conseqüentemente à imaturidade (AMON et al., 1987).

O uso inadequado do índice de Apgar pode resultar em uma defi-

nição errônea de asfixia. A asfixia intraparto implica obrigatoriamente em

hipóxia fetal com conseqüente hipercarbia que, quando prolongada, levará à

acidose metabólica, compensada (com pH do sangue umbilical normal) ou

descompensada (com pH do sangue umbilical reduzido) (ACOG

COMMITTEE OPINION, 1996; MARLOW, 1992).

Baixo grau de Apgar no 1° minuto de vida está fracamente asso-

ciado ao resultado neurológico do recém-nascido sendo, na maioria das ve-

zes, causado por período temporário de hipóxia durante a expulsão. O grau

obtido no 5° minuto é indicador útil da efetividade dos esforços de ressusci-

tação. Graus de Apgar que se mantém baixos aos 5 e 10 minutos geralmen-

te significam complicações clinicamente importantes, indicando que o


recém-nascido não respondeu adequadamente à ressuscitação. O grau de

Apgar igual ou superior a 7 é considerado normal. Graus entre 4 e 6 são

intermediários e não são marcadores de alto risco para dano neurológico.

Podem indicar hipóxia perinatal ou serem afetados pela imaturidade fisioló-

gica, uso de medicamentos, anomalias congênitas e outros fatores. Os

graus inferiores a 4 são possivelmente resultantes de hipóxia (ACOG

COMMITTEE OPINION, 1996; THORNGREN-JERNECK; HERBST, 2001).

O Comitê de Prática Obstétrica do Colégio Americano de Obste-

tras e Ginecologistas e o Comitê do Feto e Recém-nascido da Academia A-

mericana de Pediatria concluem que o escore de Apgar é útil na avaliação

das condições da criança ao nascer, mas que o escore isoladamente não

deve ser usado como evidência de que algum dano neurológico tenha sido

causado por hipóxia ou por conduta inadequada de acompanhamento do

parto. Um recém-nascido que tenha sofrido asfixia próxima ao parto sufici-

entemente grave para causar lesão neurológica deverá demonstrar os se-

guintes sinais (ACOG COMMITTEE OPINION, 1996):

• Acidose metabólica ou mista profunda (pH<7,0) em uma

amostra do sangue arterial do cordão umbilical, se obtida.

• Escore de Apgar entre 0 e 3 por mais de 5 minutos.

• Manifestações neurológicas neonatais (por exemplo, con-

vulsões, coma ou hipotonia).

• Disfunção orgânica em múltiplos sistemas (por exemplo,

cardiovascular, gastrintestinal, hematológica, pulmonar ou

renal).


Embora saibamos que a identificação precisa da asfixia perinatal

só será obtida pela avaliação da hipóxia e da acidose, o escore de Apgar é,

freqüentemente, o único elemento disponível para identificar o grau da asfi-

xia perinatal nos países com carência de equipamentos médicos

(EKOUNDZOLA et al., 2001). O diagnóstico de “asfixia ao nascer” na CID-10

(1993) é baseado no índice de Apgar baixo no primeiro minuto (Tabela 3), o

que freqüentemente é causado por depressão temporária. A definição de

asfixia grave (com grau de Apgar entre 0 e 3 no 1° minuto de vida) implica

em um alto nível de erro de avaliação, superestimando em oito vezes o nú-

mero de crianças que apresentarão manifestações de encefalopatia neonatal

(ELLIS et al., 1998).

Tabela 3 – Classificação da asfixia ao nascer segundo a CID-10.

Capítulo XVI – Algumas afecções originadas no período perinatal (P00-P96)

P21 – Asfixia ao nascer

P21.0 – Asfixia grave ao nascer

Asfixia: � branca � com Apgar no primeiro minuto de 0 a 3

Pulso inferior a 100 bpm ao nascer, diminuindo ou está-vel, respiração ausente ou ofegante, palidez, tônus muscular ausente.

P21.1 – Asfixia leve ou mo-derada ao nascer

Asfixia: � azul � com Apgar no primeiro minuto 4-7

Respiração normal não estabelecida dentro do primei-ro minuto, mas com freqüência cardíaca de 100 bpm ou mais, algum grau de tônus muscular presente e al-gum grau de resposta a estímulo.

(Adaptado de CID-10, 1993)


O grau de Apgar baixo aos 5 minutos de vida parece estar forte-

mente associado a risco de morte neonatal e de paralisia cerebral. Em um

estudo populacional com mais de 200.000 recém-nascidos com peso supe-

rior a 2500g na Noruega, Moster et al. (2001) encontraram risco 386 vezes

maior de morte perinatal e 81 vezes maior de paralisia cerebral nos recém

nascidos com grau de Apgar inferior a 4 no 5° minuto quando comparados

aos que obtiveram grau de Apgar igual ou superior a 7. Esta forte associa-

ção com resultados indesejáveis demonstra que o grau de Apgar no 5° mi-

nuto é um importante indicador precoce de recém-nascidos com maior risco

de complicações sérias ou fatais.

O índice de Apgar fornece informações sobre o comprometimento

do recém-nascido e é uma forma de avaliação de sua depressão clínica nos

primeiros minutos de vida. Este índice é mais um preditor de resultados

perinatais desfavoráveis, aliado aos tradicionais, tais como o peso ao nas-

cer, o parto prematuro e a mortalidade perinatal. Estudos recentes têm re-

forçado seu valor como ferramenta prognóstica na identificação de crianças

em risco (MOSTER et al., 2001; THORNGREN-JERNECK; HERBST, 2001).

Ao avaliarmos o índice de Apgar no 5° minuto em lugar do índice

no 1° minuto estamos excluindo aqueles casos de depressão temporária e

de adaptação imediata do recém-nascido a um novo ambiente. O recém-

nascido que permanece deprimido aos 5 minutos de vida apresenta uma

probabilidade maior de haver sofrido hipóxia importante durante o período

anterior ao nascimento. Portanto, avaliar o índice de Apgar no 5° minuto é o

mais próximo que podemos chegar da investigação da asfixia real em um


estudo com base em registros de nascimentos (THORNGREN-JERNECK;

HERBST, 2001).

Um Brasil, vários “Brasis”:

as desigualdades e a saúde

Gilberto Freyre, em 1960, observava:

Houve tempo em que na imprensa inglesa o Brasil apareceu

mais como "os Brasis" do que como "o Brasil". Reconhecia-

se assim um pluralismo que de fato era tanto, deixasse de

haver entre nós uma unidade nacional que contrastava com

a fragmentação da América Espanhola em várias e turbulen-

tas repúblicas, inimigas de morte umas das outras. Os

chamados "Brasis" formavam politicamente um império; e

social ou culturalmente um sistema de convivência em que

a unidade e a diversidade se completavam. Tinha esse sis-

tema a língua portuguesa por principal expressão de sua

unidade e os contrastes regionais de predominâncias étnicas

- o ameríndio na Amazônia, o branco no Sul, o negro na Ba-

ía - eram as afirmações mais ostensivas de sua diversidade

ou pluralidade étnica. Étnica e cultural.

Hoje, sem ser Império, mas República federativa, o Brasil

continua a ser um conjunto de Brasis. Mas esse conjunto de

Brasis só tem sentido - social, cultural, étnico, econômico,

político - sob a forma de um vasto e só Brasil que, por ser

plural, não deixa de ser uno. Trata-se de uma das combina-

ções sociologicamente mais expressivas, de unidade com


pluralidade, que o mundo moderno conhece. (FREYRE,

1960).

O pensamento de Freyre enfoca de forma contundente a plurali-

dade deste país, quando enfatiza que, no Brasil, havendo uma mística de

abrasileiramento, há, por outro lado, uma tradição que permite se conser-

varem culturas ou se desenvolverem variações culturais regionais associa-

das a predominâncias étnicas diversas: a do português, a do ameríndio, a

do italiano, a do alemão, a do polonês, a do africano, a do japonês, a do sí-

rio, a do libanês, a do húngaro etc. Segundo seu ponto de vista, através

dessas predominâncias, regionalmente diversas, de étnica e cultura – ou da

tradição delas – vários Brasis se fazem sentir dentro de um só Brasil

(FREYRE, 1960).

A desigualdade econômica com concentração de renda é outro

aspecto importante da heterogeneidade encontrada no país. Segundo Guido

Mantega (1998), atualmente os principais indicadores econômicos e sociais

revelam uma degradação do quadro social brasileiro. Há o avanço do de-

semprego, acompanhado da redução da renda dos trabalhadores e de um

aumento dos rendimentos do capital, o que configura o aumento das desi-

gualdades sociais. Esse quadro de deterioração das condições de vida da

população brasileira se manifesta também na piora dos serviços públicos

em geral, e é particularmente crítico na área da saúde pública. Entretanto,

quando se analisam os indicadores de saúde das classes mais altas dos pa-

íses em desenvolvimento, verifica-se que os mesmos são comparáveis aos

observados nos países do Primeiro Mundo (SIQUEIRA, 1998).


Esta desigualdade social deu origem ao emprego do termo “Be-

líndia”, largamente empregado na mídia para nomear o Brasil: pequena par-

te da população vivendo nas condições da rica Bélgica e a maioria nas da

pobre Índia.

Desde os meados do século XIX, estudos que poderiam ser consi-

derados como epidemiológicos já investigavam a relação entre as desigual-

dades de saúde da população e os fatores sociais e econômicos (ALMEIDA

FILHO, 1999). De uma maneira geral, as evidências apontam para um forte

gradiente de bem estar social no âmbito da saúde da população, invaria-

velmente desfavorável para os grupos menos privilegiados. Desta forma, o

nível socioeconômico, seja ele medido pela renda, educação, ocupação ou

posição na hierarquia social, irá forçosamente se refletir nas diferentes con-

dições de saúde ou no acesso aos serviços de saúde (SZWARCWALD et al.,

2002). Essa desigualdade fez com que Tudor Hart (1971) enunciasse a lei

da assistência inversa: “A disponibilidade de bons serviços médicos tende a

ser inversamente proporcional às necessidades da população atendida”.

As desigualdades em saúde são consideradas como as diferenças

nas condições de saúde evidenciadas em grupos populacionais distintos. Os

subgrupos populacionais podem ser definidos e constituídos a partir de vá-

rias dimensões como a biológica, a social, a econômica ou a étnica

(MACKENBACH; KUNST, 1997).

As desigualdades também podem ser aferidas pelas diferenças

geográficas. Apesar da divisão geográfica conceitualmente não ser emprega-

da como ponto de divisão socioeconômica, se observa com freqüência forte

associação entre o padrão das condições de vida e o padrão geográfico de


ocupação do espaço (SZWARCWALD et al., 2002). No entanto, esta avalia-

ção é dificultada pela heterogeneidade da distribuição geográfica das desi-

gualdades sociais, econômicas e culturais. Em cidades como o Rio de

Janeiro e outros grandes centros urbanos, a conformação geográfica das

desigualdades se assemelha a um mosaico de áreas pobres e ricas interca-

ladas (D´ORSI; CARVALHO, 1998). As desigualdades em saúde constituem

uma das dimensões para a avaliação do desempenho dos sistemas de saúde

e a análise da situação de saúde das populações contribui para a definição

das políticas públicas e na avaliação do impacto das intervenções (WHO,

2000).

Um indicador do nível de atendimento das necessidades básicas

de uma sociedade é o índice de desenvolvimento humano (IDH), que vem

sendo empregado pela a Organização das Nações Unidas (ONU) desde 1990.

Este índice incorpora três aspectos do bem-estar do indivíduo: vida longa e

saudável, acesso ao conhecimento e padrão de vida digno. Trata-se, assim,

de índice composto pela avaliação da expectativa de vida ao nascer, do nível

de instrução e do nível de renda. A combinação destes fatores gera um indi-

cador de síntese, com valores que variam entre 0 e 1. Quanto mais próximo

de 1, maior será o nível de desenvolvimento humano do país ou região

(NAJBERG; OLIVEIRA, 2000).

Preliminarmente, o IDH foi calculado para os diversos países,

sendo possível a sua adaptação para municípios (IDH-M). A consolidação

dos diversos IDH-M resulta no índice de desenvolvimento humano de cada

estado brasileiro. Para efeito de análise, o Programa das Nações Unidas pa-


ra o Desenvolvimento (PNUD) estabeleceu três principais categorias

(NAJBERG; OLIVEIRA, 2000):

0 ≤ IDH < 0,5 – Baixo desenvolvimento humano

0,5 ≤ IDH < 0,8 – Médio desenvolvimento humano

0,8 ≤ IDH ≤ 1 – Alto desenvolvimento humano

D’Orsi e Carvalho (1998) observam que elementos do índice do

desenvolvimento humano, como as condições socioeconômicas da gestante,

podem interferir no escore de Apgar: “O grande diferencial socioeconômico

entre as gestantes reflete-se, hoje, na assistência de boa qualidade ao parto,

e o índice de Apgar assume importância crescente como indicador de risco.”

A qualidade da assistência pré-natal, influindo na preservação da

saúde do concepto, também interfere nas suas condições de vitalidade. De-

vemos considerar que o grau de Apgar depende da influência das condições

prévias do feto, durante a vida intra-uterina, havendo interação com as

condições de saúde da gestante, além da maturidade fisiológica do recém-

nascido.

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil – Objetivos 32

Objetivos

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil – Objetivos 33

Objetivos

1. Estudar a predição da asfixia perinatal representada pelo ín-

dice de Apgar inferior a 7 no 5º minuto de vida a partir das

variáveis contempladas nas declarações de nascidos vivos das

diversas unidades da federação do Brasil.

2. Correlacionar o índice de Apgar no 5º minuto com o índice de

desenvolvimento humano aferido em cada unidade da federa-

ção.

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil – Material e método 34

Material e método


Fonte dos dados

Este trabalho constitui estudo de corte transversal baseado na

população de nascidos vivos do Brasil no ano de 1999. Foram avaliadas

todas as declarações de nascidos vivos (DN) referentes aos partos ocorridos

em 1999, totalizando 3.256.433 registros. As DN foram obtidas a partir dos

bancos de dados do Sistema de Nascidos Vivos (SINASC, 2002) através do

servidor FTP1 da Fundação Nacional de Saúde (FUNASA) do Ministério da

Saúde2.

1 FTP – File Transfer Protocol – Protocolo de transferência de arquivos. Forma de transferência de arquivos em meio eletrônico pela rede Internet.

2 Arquivos disponíveis em <ftp://ftp.funasa.gov.br/pub/sinasc/>.


Escolheu-se o ano de 1999 para análise por ser o período mais

recente, disponível com os bancos de dados de todo o país completos e revi-

sados. Foram utilizados os bancos de dados em que as DN estavam agru-

padas por local de residência da mãe.

Estão disponíveis no SINASC vinte e sete bancos de dados, cor-

respondentes a cada uma das unidades da federação, que foram por nós

agrupados em um único arquivo contendo os registros de todo o país. Neste

processo foram incluídos, em cada um dos registros, dois novos campos,

referentes à unidade da federação e à região do país.

O formulário de declaração de nascido vivo em uso atualmente

(Anexo B) é um documento que contém 41 campos para preenchimento,

referentes a: cartório, local da ocorrência, características maternas, caracte-

rísticas da gestação e do parto, características do recém-nascido, identifica-

ção e dados do responsável pelo preenchimento. O preenchimento da DN é

obrigatório e indispensável para o registro civil do recém-nascido. Pode ser

preenchida por profissionais de diversas categorias (médicos, enfermagem,

secretários, funcionários do cartório de registro civil etc.) e os dados são

colhidos diretamente da mãe e/ou das histórias clínicas.

Nem todos os campos codificados nas DN estão disponíveis nos

bancos de dados do SINASC. As variáveis de identificação pessoal e os en-

dereços, por exemplo, são excluídos do arquivo disponibilizado para acesso

público (Tabela 4).

No decorrer do ano de 1999, foi introduzida modificação no for-

mulário de declaração de nascido vivo, coexistindo, neste ano, dois formulá-

rios diferentes (Anexo A – DN antiga; Anexo B – DN nova). Os formulários


que vinham em uso desde 1995 foram substituídos por uma versão mais

elaborada, que permanece em uso até hoje. Algumas codificações mudaram

com esta substituição de formulários, tendo-se que adaptar os dados entre

as duas versões das declarações sem haver, porém, perda de dados. Alguns

campos novos que não existiam no formulário antigo foram introduzidos. As

alterações pertinentes ao presente estudo introduzidas no novo formulário e

conseqüentes adaptações necessárias para a análise em conjunto destes

dois formulários estão descritas a seguir, no item “variáveis de estudo”. Os

campos constantes na estrutura dos bancos de dados do SINASC e os nú-

meros dos campos correspondentes nas DN antiga e nova estão listados na

Tabela 4.

Tabela 4 – Campos disponíveis nos bancos de dados do SINASC e sua correspondência nos formulários de declaração de nascido vivo (DN).

Número do campo na DN

Campo DN antiga (Anexo – A)

DN nova (Anexo – B)

Anomalia congênita (código) Não havia 34 Código do município de nascimento 3 11

Código do município de residência da mãe 24 23

Data do parto 10 29

Estado civil materno Não havia 16

Grau de Apgar no 1° minuto de vida 13 31

Grau de Apgar no 5° minuto de vida 13 31

Grau de escolaridade materna Não havia 17

Gravidez única ou múltipla 15 26

Idade gestacional 14 25

Idade materna 19 15

Local de nascimento 5 6

Número da declaração de nascido vivo - -

Número de consultas de pré-natal 17 28

Peso do recém-nascido 12 33

Quantidade de filhos mortos tidos anteriormente 21 19

Quantidade de filhos vivos tidos anteriormente 21 19

Raça ou cor do recém-nascido Não havia 32

Sexo do recém-nascido 11 30

Tipo de parto 16 27


Variáveis de estudo

Variável dependente

• Grau de Apgar no 5° minuto de vida.

Esta é a variável dependente, uma vez que representa o re-

sultado ou desfecho estudado. O desfecho foi classificado

como desfavorável quando o índice de Apgar no 5º minuto foi

inferior a 7 e como favorável quando igual ou superior a 7

(APGAR, 1966).

Variáveis independentes relacionadas ao feto ou ao

recém-nascido

• Idade gestacional.

A idade gestacional em semanas é codificada nas DN em fai-

xas. Consideraram-se as seguintes faixas de idade gestacio-

nal: de 22 a 27 semanas, de 28 a 36 semanas, de 37 a 41

semanas e igual ou superior a 42 semanas3.

• Peso ao nascer.

Para os recém-nascidos de baixo peso ao nascer, foram em-

pregadas as seguintes faixas: de 500 a 999g, 1000 a 1499g,

3 A codificação deste campo mudou com a introdução da DN nova. Re-codificaram-se os dados utilizando as faixas disponíveis na DN antiga por não ser possível recriar a codificação mais completa da DN nova. As faixas existentes na DN nova são: de 22 a 27 semanas, de 28 a 31 semanas, de 32 a 36 semanas, de 37 a 41 semanas, 42 semanas e mais.


1500 a 1999g, 2000 a 2499g. Os recém-nascidos com peso

normal, de 2500 a 3999g, foram analisados em um único

grupo, assim como os macrossômicos, com peso igual ou

superior a 4000g (CUNNINGHAM et al., 2001d; MONTEIRO

et al., 2000).

• Cor.

A cor do recém-nascido é uma variável introduzida na DN

nova com as seguintes alternativas: branca, preta, amarela,

parda e indígena. No presente trabalho, segundo Aranha

(2002), optamos por empregar apenas duas categorias:

branca e não branca.

• Sexo.

Sexo do recém-nascido (masculino ou feminino).

• Presença de anomalias congênitas.

O banco de dados do SINASC possui os códigos das anoma-

lias relatadas. Os casos em que havia referência a algum có-

digo de anomalia congênita foram considerados como

anomalia congênita presente e quando o campo não estava

preenchido foram considerados como anomalia congênita

ausente. Este campo foi introduzido na DN nova.

Variáveis independentes relacionadas à mãe

• Idade materna.


Agrupou-se a idade nas seguintes faixas: de 10 a 19 anos,

de 20 a 34 anos e 35 anos ou mais (AZEVEDO et al., 2002).

• Número de anos de estudo.

A escolaridade ou o grau de instrução é representado pelo

número de anos de estudo. Consideraram-se para análise as

seguintes faixas de número de anos de estudo: nenhum, 1 a

7, 8 e mais4.

• Número de consultas pré-natais.

Os dados foram recodificados tendo como base a DN antiga

em nenhuma, 1 a 6 consultas, 7 e mais consultas5.

• Estado marital.

O estado marital foi dividido em dois grupos: mulheres sol-

teiras e mulheres que vivem ou já viveram maritalmente6.

Esta variável foi estudada apenas na análise bivariada por

4 A codificação deste campo mudou e os dados foram recodificados ten-do como base as faixas da DN nova. As faixas de anos de estudo de 1 a 3 anos e de 4 a 7 anos mostraram prevalência semelhante de grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto e foram colocadas em um único grupo (de 1 a 7 anos). As faixas de 8 a 11 anos e 12 anos e mais também foram agrupadas (8 anos e mais).

5 A codificação deste campo mudou com a introdução da DN nova. Re-codificaram-se os dados utilizando as faixas disponíveis na DN antiga por não ser possível recriar a codificação mais completa da DN nova. As faixas existentes na DN nova são: nenhuma, de 1 a 3, de 4 a 6, 7 e mais.

6 O campo “estado civil” existe apenas na DN nova. Agruparam-se os dados referentes às mulheres casadas, que vivem em união consensual, separadas e viúvas como “vive ou já viveu maritalmente” por apresentarem prevalência seme-lhante de grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto em avaliação preliminar dos da-dos.


haver grande proporção de dados perdidos (mais de 35% de

campos não preenchidos ou preenchidos como “ignorado”).

• Quantidade de filhos vivos tidos anteriormente.

Número de filhos vivos, excluída a gestação atual.

• Filhos mortos tidos anteriormente.

Presença de natimortos, excluída a gestação atual. O resul-

tado foi dicotomizado (“sim” ou “não”) em função do pequeno

número de casos com mais de um natimorto em gestações

anteriores.

Variáveis independentes relacionadas à gravidez e ao

parto

• Gravidez única ou gemelar.

Foram consideradas como gestações gemelares as com dois

ou mais fetos.

• Via do parto.

Ocorrência do parto por via vaginal ou por cesariana.

• Local de nascimento.

Local onde ocorreu o parto, estratificado em: hospital, outros

estabelecimentos de saúde e domicílio.

• Unidade da federação.


Unidade da federação de residência da mãe.

• Região.

Região do Brasil de residência da mãe.

Índice de Desenvolvimento Humano da Organização das

Nações Unidas

Analisou-se a relação entre o Índice de Desenvolvimento

Humano em cada estado (consolidação dos índices munici-

pais de desenvolvimento humano – IDH-M) com a prevalên-

cia do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto. Os valores do

IDH-M foram obtidos através do Programa das Nações Uni-

das para o Desenvolvimento (PNUD, 2002a - Anexo C).

Critérios de exclusão

Do banco de dados que elaboramos para a análise estatística, fo-

ram excluídos os registros referentes aos seguintes casos:

• Grau de Apgar no 5° minuto não preenchido.

• Grau de Apgar igual a 0 no 5° minuto de vida quando as-

sociado a grau de Apgar igual a 0 no 1° minuto.

• Idade gestacional inferior a 22 semanas.

• Peso fetal inferior a 500g ou peso fetal não preenchido.


Depois de aplicados estes critérios de exclusão, foram selecio-

nados para estudo 2.808.341 registros. Além destas exclusões gerais, em

cada tabela foram excluídos os casos em que a variável estudada não esti-

vesse preenchida ou estivesse preenchida como “ignorado”. Como conse-

qüência, há totais menores para distribuições de algumas variáveis.

Análise estatística

Inicialmente avaliou-se a freqüência de cada uma das variáveis e

seu nível de não preenchimento. A seguir, foram elaboradas tabelas de dis-

tribuição de cada fator de risco em relação ao desfecho adverso (grau de

Apgar no 5° minuto inferior a 7 – análise bivariada). Os grupos foram com-

parados através do teste do qui-quadrado (X²) de Pearson, considerando-se

como significativo o valor de p<0,05. Calcularam-se os riscos relativos (RR)

e seus respectivos intervalos de confiança (IC) para 95%.

Na investigação da relação entre o desfecho desfavorável (grau de

Apgar inferior a 7 no 5° minuto) e as demais variáveis, realizou-se análise

multivariada de regressão logística. Permaneceram no modelo final os fato-

res com nível de significância superior a 95%.

Na análise multivariada foram estudadas todas as variáveis dis-

poníveis no banco de dados referentes à DN nova, à exceção do estado mari-

tal, por apresentar perda superior a 35%: índice de Apgar no 5° minuto

(variável de desfecho); idade gestacional; peso ao nascimento; cor do recém-

nascido; sexo do recém-nascido; presença de anomalias congênitas; idade

materna; número de anos de estudo; número de consultas pré-natais; nú-


mero de filhos vivos; filhos mortos anteriores; gravidez única ou gemelar; via

do parto; local de nascimento; região do país.

Na comparação entre o índice de desenvolvimento humano e a

prevalência do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto nas unidades da fe-

deração, efetuou-se análise de regressão linear simples.

Utilizou-se o programa Epi Info versão 2002 para a criação do

banco de dados de estudo e análise bivariada. Efetuou-se a análise multiva-

riada e a regressão linear simples com o programa Statistical Analysis Sys-

tem (SAS) versão 8.

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil – Resultados 45

Resultados


Características da população e dos dados

No ano de 1999 foram registradas 3.256.443 declarações de nas-

cidos vivos no Brasil. A Tabela 5 demonstra a distribuição dos nascimentos

por região e por unidade da federação.

A proporção de campos não preenchidos nos formulários de nas-

cidos vivos variou de 0% para o sexo do recém-nascido a 51,71% para o

estado civil materno. A existência de dois formulários diferentes neste ano,

com alguns campos diversos, influenciou esta variação. Depois de aplicados

os critérios de exclusão, houve redução do número total de casos em 13,8%

(Tabela 6). As Tabelas 7, 8 e 9 demonstram a distribuição de nascidos vivos

segundo as principais variáveis das DN no Brasil em 1999, depois de apli-

cados os critérios de exclusão. A distribuição original, antes de aplicados os

critérios de exclusão, encontra-se no Apêndice A.


Tabela 5 – Distribuição dos nascidos vivos no Brasil em 1999 por região e por unidade da federação de residência da

mãe.

Região / Unidade da Federação

Número de nascimentos Percentual

Norte 285.229 8,8 Rondônia 31.077 1,0

Acre 14.939 0,5 Amazonas 62.037 1,9 Roraima 9.669 0,3

Pará 127.417 3,9 Amapá 13.592 0,4

Tocantins 26.498 0,8

Nordeste 915.528 28,1 Maranhão 96.587 3,0

Piauí 49.436 1,5 Ceará 143.101 4,4

Rio Grande do Norte 57.937 1,8 Paraíba 54.510 1,7

Pernambuco 164.601 5,1 Alagoas 65.517 2,0 Sergipe 41.118 1,3 Bahia 242.721 7,5

Sudeste 1.351.192 41,5 Minas Gerais 307.751 9,5 Espírito Santo 60.800 1,9 Rio de Janeiro 268.213 8,2

São Paulo 714.428 21,9

Sul 470.326 14,4 Paraná 186.675 5,7

Santa Catarina 98.854 3,0 Rio Grande do Sul 184.797 5,7

Centro-Oeste 234.158 7,2 Mato Grosso do Sul 41.859 1,3

Mato Grosso 48.933 1,5 Goiás 94.017 2,9

Distrito Federal 49.349 1,5

Total do Brasil 3.256.433 100,0


Tabela 6 – Distribuição dos nascidos vivos segundo as principais variáveis das DN no Brasil em 1999, antes e depois de aplicados os critérios de exclusão.

Antes de aplicados os

critérios Depois de aplicados

os critérios

Variável Número

Registros perdidos

(%) Número

Registros perdidos

(%)

Grau de Apgar no 5° minuto 2.842.810 12,7 2.808.341 0,0 Grau de Apgar no 1° minuto 2.869.777 11,9 - - Idade gestacional 3.228.725 0,9 2.765.872 1,5 Peso ao nascimento 3.208.817 1,5 2.808.341 0,0 Cor a 2.336.181 28,3 2.082.002 25,9 Sexo 3.256.433 0,0 2.803.208 0,2 Anomalias congênitas 3.256.433 - 2.808.341 - Idade materna 3.210.368 1,4 2.782.520 0,9 Número de anos de estudo a 2.301.997 29,3 1.877.107 33,2 Número de consultas pré-natais 3.172.417 2,6 2.612.010 7,0 Estado marital a 1.572.451 51,7 1.084.932 61,4 Quantidade de filhos vivos tidos anteriormente 2.855.159 12,3 2.517.402 10,4 Quantidade de filhos mortos tidos anteriormente 2.465.305 24,3 2.218.070 21,0 Gravidez única ou gemelar 3.245.729 0,3 2.800.555 0,3 Via do parto 3.244.940 0,4 2.797.402 0,4 Local de nascimento 3.256.338 0,0 2.805.280 0,1

Total de casos (Brasil) 3.256.433 - 2.808.341 13,8

a Estas variáveis não constavam na DN antiga. Daí o valor artificialmente alto de registros perdidos.


Tabela 7 – Distribuição dos nascidos vivos segundo as variáveis referentes aos recém-nascidos depois de

aplicados os critérios de exclusão.

Variável Número %

Grau de Apgar no 5° minuto 2.808.341 <7 58.961 2,1 ≥7 2.749.380 97,9

Idade gestacional 2.765.872

22 a 27 semanas 10.036 0,4 28 a 36 semanas 155.811 5,6 37 a 41 semanas 2.381.313 86,1

≥42 semanas 218.712 7,8 Peso ao nascimento 2.808.341

500-999g 7.747 0,3 1000 a 1499g 16.771 0,6 1500 a 1999g 38.991 1,4 2000 a 2499g 150.412 5,4 2500-3999g 2.433.043 86,6

≥4000g 161.377 5,7 Cor 2.082.002

Branca 1.198.875 57,6 Não branca 883.127 42,4

Sexo 2.803.208

Masculino 1.439.573 51,4 Feminino 1.363.635 48,6

Anomalias congênitas 2.808.341 Sim 5.262 0,2 Não 2.803.079 99,8


Tabela 8 – Distribuição dos nascidos vivos segundo as variáveis referentes às mães depois de aplicados

os critérios de exclusão.

Variável Número %

Idade materna 2.782.520 10 a 19 641.946 23,1 20 a 34 1.908.258 68,6

35 e mais 232.316 8,3 Número de anos de estudo 1.877.107

Nenhum 91.897 4,9 1 a 7 anos 1.153.125 61,4 8 e mais 632.085 33,7

Número de consultas pré-natais 2.612.010 Nenhuma 129.492 4,9

1 a 6 1.135.659 43,5 7 ou mais 1.346.859 51,6

Estado marital 1.084.932 Solteira 385.084 35,5

Já viveu maritalmente 13.101 1,2 Vive maritalmente 686.747 63,3

Quantidade de filhos vivos tidos anteriormente 2.517.402

Nenhum 855.411 34,0 1 807.781 32,1 2 478.551 19,0

Superior a 2 375.659 14,9 Filhos mortos tidos anteriormente 2.218.070

Nenhum 1.933.479 87,2 1 ou mais 284.591 12,8


Tabela 9 – Distribuição dos nascidos vivos segundo as variáveis referentes à gravidez e ao parto depois de


Variável Número %

Gravidez única ou gemelar 2.800.555 Única 2.750.156 98,2

Gemelar 50.399 1,8 Via do parto 2.797.402

Vaginal 1.699.757 60,8 Cesáreo 1.097.645 39,2

Local de nascimento 2.805.280 Hospital 2.758.705 98,3

Outros estabelecimentos de saúde 42.942 1,5 Domicílio 3.633 0,1

Região 2.808.341 Norte 254.084 9,0

Nordeste 656.577 23,4 Sudeste 1.231.248 43,8

Sul 456.026 16,2 Centro-oeste 210.406 7,5

A proporção de não preenchimento do campo relativo ao grau de

Apgar no 5° minuto foi de 12,7% e a proporção de casos com grau de Apgar

igual a 0 no 1° e no 5° minuto foi de 0,5%. A Figura 4 representa a distri-

buição destes casos excluídos da análise por unidade da federação. Nesta

figura, os estados com pior grau de preenchimento estão coloridos em ver-

melho, os estados próximos à média brasileira em amarelo e os estados de

melhor preenchimento em azul.


O grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto

Verificamos que 58.961 recém-nascidos apresentaram grau de

Apgar inferior a 7 no 5° minuto (2,1%). A distribuição da prevalência desta

variável pelos estados do Brasil variou de 1,4% (estados de São Paulo, Rio

Grande do Sul e Santa Catarina) a 6,2% (Estado do Piauí). A Figura 5 de-

monstra esta variação. Neta figura, os 10 estados com pior resultado estão

Figura 4 – Distribuição da proporção de não preenchimento do grau de Apgar no 5° minuto somada à proporção de casos com grau de Apgar igual a 0 no 1° e no 5° minutos segundo as unidades da federação.


coloridos em vermelho, os 8 estados próximos à média brasileira em amare-

lo e os 9 estados de melhor resultado em azul.

Figura 5 – Distribuição da prevalência do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto segundo as unidades da federação.


Associação do grau de Apgar inferior a 7 no 5º minuto

com o Índice Municipal de Desenvolvimento Humano –

IDH-M – regressão linear simples.

Encontrou-se relação inversamente proporcional entre a preva-

lência do desfecho desfavorável e o índice de desenvolvimento humano por

unidades da federação (Figura 6). Esta associação é expressa pelo “quadra-

do da correlação” (R²) que apresentou valor de 0,4266 (p<0,001)7. Este valor

significa que 43% da variação observada no desfecho desfavorável é atribuí-

vel às variações entre as predições baseadas no valor do IDH-M.

Em dois estados, a prevalência observada de grau de Apgar infe-

rior a 7 no 5° minuto mostrou-se significativamente diferente da esperada

(Alagoas, prevalência observada 1,6% e esperada 3,9%, p<0,05; Piauí, pre-

valência observada 6,2% e esperada 3,4%, p<0,05). Em face desta discre-

pância, montou-se novo modelo de regressão linear simples com a exclusão

destes dois estados (Figura 7), que indicou R² de 0,6582 (p<0,001)8.

A modelação dos dados na regressão linear simples que melhor

evidenciou esta correlação foi através da utilização do inverso da prevalên-

cia do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto, com a exclusão dos dois es-

7 O modelo matemático desta correlação é: Prevalência de Apgar <7 no 5° min.=12,858 – 14,11 x IDH-M, que corresponde à linha reta observada na Figu-ra 6.

8 O modelo matemático desta correlação é: Prevalência de Apgar <7 no 5° min.=13,523 – 15,033 x IDH-M.


tados que mostraram a prevalência do desfecho desfavorável discrepante

(Figura 8). Neste modelo encontrou-se R² de 0,7437 (p<0,001)9.

R2 = 0,4266

0%

1%

2%

3%

4%

5%

6%

7%

0,6 0,65 0,7 0,75 0,8 0,85

Índice Municipal de Desenvolvimento Humano

Pre

valê

ncia

do

grau

de

Apg

ar <

7 no

5° m

inut

o

Figura 6 – Relação entre a prevalência do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto e o Índice Municipal de Desenvolvimento Humano agrupado por unidade da federa-ção (IDH-M - figura criada com dados desta pesquisa e dados externos do PNUD,

2002a).

9 O modelo matemático desta correlação é: 1/Prevalência de Apgar <7 no 5° min. = 1,5498 – 2,7364 x IDH-M.


R2 = 0,6582

0%

1%

2%

3%

4%

5%

0,6 0,65 0,7 0,75 0,8 0,85


Pre

valê

ncia

do

grau

de

Apg

ar <

7 no

5° m

inut

o

Figura 7 – Relação entre a prevalência do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto e o Índice Municipal de Desenvolvimento Humano (IDH-M) agrupado por Unidade da Federação, depois de excluídas as 2 unidades da federação com prevalências do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto discrepantes em relação ao IDH-M (Piauí e Alagoas - figura criada com dados desta pesquisa e dados externos do PNUD,

2002a).

R2 = 0,7436

0,00

0,10

0,20

0,30

0,40

0,50

0,60

0,70

0,80

0,6 0,65 0,7 0,75 0,8 0,85


Inve

rso

da p

reva

lênc

ia d

o gr

au d

eA

pgar

<7

no 5

° min

uto

Figura 8 – Relação entre o inverso da prevalência do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto e o Índice Municipal de Desenvolvimento Humano (IDH-M) agrupado por Unidade da Federação, depois de excluídas as 2 unidades da federação com pre-valências do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto discrepantes em relação ao IDH-M (Piauí e Alagoas - figura criada com dados desta pesquisa e dados externos

do PNUD, 2002a).


Análise bivariada

Variáveis relacionadas ao feto ou ao recém-nascido.

A Tabela 10 demonstra a análise bivariada das variáveis relacio-

nadas ao feto ou ao recém-nascido. Houve forte relação entre a prematuri-

dade (aferida pela idade gestacional ou inferida pelo peso ao nascimento) e a

ocorrência de recém-nascidos deprimidos no 5° minuto de vida. Quanto

menor a idade gestacional e o peso ao nascimento, maior o risco de ocor-

rência do desfecho desfavorável, sendo o risco relativo (RR) de 28,56 (inter-

valo de confiança para 95% - IC – 27,85 – 29,28) para idades gestacionais

inferiores a 28 semanas e risco relativo de 37,99 (IC 37,17 – 38,82) para

pesos inferiores a 1000g. Nas gestações pós-termo e nos recém-nascidos

macrossômicos, também foi observado acréscimo no risco, quando compa-

rados com os grupos de referência (gestações a termo e peso entre 2500g e

3999g; RR 1,79, IC 1,74 – 1,84 e RR 1,34, IC 1,29 – 1,38 respectivamente).

As Figuras 9 e 10 representam as relações entre a prevalência do

grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto, a idade gestacional e o peso ao

nascimento por faixas. O peso médio dos recém-nascidos na população es-

tudada foi de 3.195g (±536g), tendo sido menor no grupo que apresentou

índice de Apgar no 5° minuto inferior a 7 (2.731 ±971g – Figura 11).

Os recém-nascidos de cor não branca apresentaram maior risco

de asfixia perinatal em relação aos recém-nascidos de cor branca (RR 1,54,

IC 1,52 – 1,57). Os do sexo masculino mostraram também maior probabili-

dade de asfixia que os do sexo feminino (RR 1,19, IC 1,17 – 1,21). Nos casos

de anomalia congênita verificamos grande freqüência de desfecho desfavo-

rável (RR 6,09, IC 5,67 – 6,54). As figuras 12, 13 e 14 ilustram as relações


entre a prevalência do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto e a cor, o

sexo e a presença de anomalias congênitas.

Tabela 10 – Fatores associados ao grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 no Brasil – Análise bivariada das variáveis relacionadas ao feto ou recém-

nascido.

Variável Apgar<7 Número (%)

Apgar≥7 Número (%) RRa IC 95%b

Idade gestacional 22 a 27 sem. 4.253 (42,4) 5.783 (57,6) 28,56 (27,85- 29,28) 28 a 36 sem. 11.727 (7,5) 144.084 (92,5) 5,07 (4,97 - 5,18) 37 a 41 sem. 35.340 (1,5) 2.345.973 (98,5) 1,00 c ≥42 sem 5.795 (2,6) 212.917 (97,4) 1,79 (1,74 - 1,84)

Peso ao nascimento 500-999 g 4.451 (57,5) 3.296 (42,5) 37,99 (37,17- 38,82) 1000-1499 g 4.396 (26,2) 12.375 (73,8) 17,33 (16,86- 17,81) 1500-1999 g 4.495 (11,5) 34.496 (88,5) 7,62 (7,40 - 7,85) 2000-2499 g 5.561 (3,7) 144.851 (96,3) 2,44 (2,38 - 2,51) 2500-3999 g 36.797 (1,5) 2.396.246 (98,5) 1,00 c ≥4000 g 3.261 (2,0) 158.116 (98,0) 1,34 (1,29 - 1,38)

Cor Branca 20.168 (1,7) 1.178.707 (98,3) 1,00 c Não branca 22.949 (2,6) 860.178 (97,4) 1,54 (1,52 - 1,57)

Sexo Feminino 26.054 (1,9) 1.337.581 (98,1) 1,00 c

Masculino 32.647 (2,3) 1.406.926 (97,7) 1,19 (1,17 - 1,21)

Anomalias congênitas Ausentes 58.295 (2,1) 2.744.784 (97,9) 1,00 c Presentes 666 (12,7) 4.596 (87,3) 6,09 (5,67 - 6,54) a RR – risco relativo. Os riscos relativos em negrito correspondem a p<0,00001(X²). b IC 95% - intervalo de confiança para 95%. c Categorias de referência para o cálculo dos riscos relativos (sem negrito).


2,6%1,5%7,5%

42,4%

0,0%

10,0%

20,0%

30,0%

40,0%

50,0%

De 22 a 27 De 28 a 36 De 37 a 41 42 e mais

Idade gestacional (semanas)

Pre

valê

ncia

do

grau

de

Apg

ar <

7 no

5° m

inut

o

2,0%1,5%3,7%11,5%

26,2%

57,5%

0,0%

10,0%

20,0%

30,0%

40,0%

50,0%

60,0%

500 a 999 1000 a1499

1500 a1999

2000 a2499

2500 a3999

≥4000

Peso do recém-nascido (gramas)

Pre

valê

ncia

do

grau

de

Apg

ar <

7 no

5° m

inut

o

Figura 9 - Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 segundo a idade gestacional.

Figura 10 - Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 segundo o peso do recém-nascido.


2731 (±971)

3205 (±519) 3195 (±536)

2600

2700

2800

2900

3000

3100

3200

3300P

eso

méd

io d

os R

N (

g)

Apgar 5° min. <7 Apgar 5° min. ≥7 Total

1,7%

2,6%

0,0%

1,0%

2,0%

3,0%

Pre

valê

ncia

do

grau

de

Apg

ar <

7 no

5° m

inut

o

Branca Não branca

Cor do recém-nascido

Figura 12 - Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 segundo a cor do recém-nascido.

Figura 11 – Distribuição do peso médio dos recém-nascidos segundo os grupos de grau de Apgar.


1,9%2,3%

0,0%

1,0%

2,0%

3,0%

Pre

valê

ncia

do

grau

de

Apg

ar <

7 no

5° m

inut

o

Feminino Masculino

Sexo do recém-nascido

Figura 13 - Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 segundo o sexo do recém-nascido.

2,1%

12,7%

0,0%

2,0%

4,0%

6,0%

8,0%

10,0%

12,0%

14,0%

Pre

valê

ncia

do

grau

de

Apg

ar <

7 no

5° m

inut

o

Ausentes Presentes

Anomalias congênitas

Figura 14 - Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 segundo a presença de anomalias congênitas.


Variáveis relacionadas à mãe.

A Tabela 11 resume a análise bivariada das variáveis relaciona-

das à mãe. Tanto as mães adolescentes quanto as mais idosas apresenta-

ram risco maior de asfixia perinatal quando comparadas com as de idade

entre 20 e 34 anos (RR 1,30, IC 1,28 – 1,33 e RR 1,21, IC 1,17 – 1,24 res-

pectivamente, Tabela 11 e Figura 15).

O menor número de anos de estudo relacionou-se com maior fre-

qüência de asfixia, sendo o risco relativo de 2,16 (IC 2,08 – 2,25) para mães

sem estudo e o risco relativo de 1,38 (IC 1,34 - 1,41) para mães com 1 a 6

anos de estudo, quando comparadas com mães que tiveram mais de 6 anos

de estudo (Tabela 11 e Figura 16).

O número de consultas de pré-natal também influenciou no des-

fecho desfavorável. Naquelas mães que não freqüentaram o pré-natal, o ris-

co relativo mostrou-se de 2,51 (IC 2,44 – 2,59) e naquelas com 1 a 6

consultas o risco relativo foi de 1,57 (IC 1,54 – 1,60) quando comparadas

com as que tiveram mais de 7 consultas (Tabela 11 e Figura 17).

As mães solteiras apresentaram risco relativo de 1,20 (IC 1,17 –

1,24) para asfixia perinatal em relação às mulheres que vivem ou que já

viveram maritalmente. Na Figura 18 pode-se observar que a proporção de

recém-nascidos asfíxicos foi essencialmente a mesma nas mulheres separa-

das e viúvas (que já viveram maritalmente) e nas que são casadas ou vivem

com companheiro, e que nesses dois grupos a prevalência de grau de Apgar

inferior a 7 no 5° minuto foi inferior à observada nas solteiras.


As mulheres com história prévia de 1 ou 2 filhos vivos apresenta-

ram proteção em relação à asfixia (RR 0,81, IC 0,80 – 0,83) quando compa-

radas às que nunca tiveram filhos vivos. Já as que tiveram mais de dois

filhos vivos anteriormente mostraram risco de asfixia discretamente superi-

or (RR 1,06, IC 1,04 – 1,09 - Tabela 11 e Figura 19). As mães que tiveram

filhos mortos anteriormente mostraram risco maior de asfixia perinatal (RR

1,18, IC 1,15 – 1,21) quando comparadas com as mães que nunca tiveram

filhos mortos anteriormente (Tabela 11 e Figura 20).

Tabela 11 – Fatores associados ao grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 no Brasil – Análise bivariada das variáveis relacionadas à mãe.



Idade materna 10 a 19 anos 15.987 (2,5) 625.959 (97,5) 1,30 (1,28 - 1,33) 20 a 34 anos 36.465 (1,9) 1.871.793 (98,1) 1,00 c ≥ 35 anos 5.360 (2,3) 226.956 (97,7) 1,21 (1,17 - 1,24)

Número de anos de estudo Nenhum 3.143 (3,4) 88.754 (96,6) 2,16 (2,08 - 2,25) 1 a 7 25.090 (2,2) 1.128.026 (97,8) 1,38 (1,34 - 1,41) ≥ 8 9,995 (1,6) 622.090 (98,4) 1,00 c

Número de con-sultas pré-natais Nenhuma 5.104 (3,9) 124.388 (96,1) 2,51 (2,44 - 2,59) 1 a 6 27.923 (2,5) 1.107.736 (97,5) 1,57 (1,54 - 1,60) ≥ 7 21.121 (1,6) 1.325.738 (98,4) 1,00 c

Estado marital Solteira 8.391 (2,2) 376.693 (97,8) 1,20 (1,17 - 1,24)

Viveu ou vive mari-talmente 12.671 (1,8) 687.177 (98,2) 1,00 c

Número de filhos vivos Nenhum 19.066 (2,2) 836.345 (97,8) 1,00 c 1 a 2 23.319 (1,8) 1.263.013 (98,2) 0,81 (0,80 - 0,83) Superior a 2 8.895 (2,4) 366.764 (97,6) 1,06 (1,04 - 1,09)

Filhos mortos Nenhum 38.622 (2,0) 1.894.857 (98,0) 1,00 c Um ou mais 6.726 (2,4) 277.865 (97,6) 1,18 (1,15 - 1,21) a RR – risco relativo. Os riscos relativos em negrito correspondem a p<0,00001(X²). b IC 95% - intervalo de confiança para 95%. c Categorias de referência para o cálculo dos riscos relativos (sem negrito).


2,7%

2,2%

1,8%1,9%

2,5%

3,6%

0,0%

1,0%

2,0%

3,0%

4,0%

10 a 14 15 a 19 20 a 29 30 a 34 35 a 39 ≥40

Idade materna (anos)

Pre

valê

ncia

do

grau

de

Apg

ar <

7 no

5° m

inut

o

1,6%

2,2%2,2%

3,4%

0,0%

1,0%

2,0%

3,0%

4,0%

Nenhum De 1 a 3 De 4 a 7 8 e mais

Anos de estudo

Pre

valê

ncia

do

grau

de

Apg

ar <

7 no

5° m

inut

o

Figura 15 - Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 segundo a idade materna.

Figura 16 - Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 segundo o número de anos de estudo

materno.


1,6%

2,5%

3,9%

0,0%

1,0%

2,0%

3,0%

4,0%

5,0%

Nenhuma De 1 a 6 7 ou mais

Número de consultas de pré-natal

Pre

valê

ncia

do

grau

de

Apg

ar <

7 no

5° m

inut

o

2,2%

1,8% 1,8%

0,0%

0,5%

1,0%

1,5%

2,0%

2,5%

Pre

valê

ncia

do

grau

de

Apg

ar <

7 no

5° m

inut

o

Solteira Já viveumaritalmente

Vive maritalmente

Estado marital

Figura 17 - Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 segundo o número de consultas de

pré-natal.

Figura 18 - Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 segundo o estado marital materno.


2,4%

1,9%1,8%2,2%

0,0%

1,0%

2,0%

3,0%

Nenhum Um Dois Mais de dois

Filhos vivos tidos anteriormente

Pre

valê

ncia

do

grau

de

Apg

ar <

7 no

5° m

inut

o

2,0%

2,4%

1,8%

1,9%

2,0%

2,1%

2,2%

2,3%

2,4%

Pre

valê

ncia

do

grau

de

Apg

ar <

7 no

5° m

inut

o

Nenhum Um ou mais

Filhos mortos

Figura 19 - Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 segundo o número de filhos vivos tidos

anteriormente.

Figura 20 - Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 segundo a ocorrência de filhos mortos

anteriores.


Variáveis relacionadas à gravidez e ao parto.

A Tabela 12 sintetiza a análise bivariada das variáveis relaciona-

das à gravidez e ao parto. Observou-se que a gravidez gemelar implica em

risco relativo de 2,94 (IC 2,84 – 3,05) para recém-nascidos deprimidos no 5°

minuto. O parto por via vaginal também apresentou risco maior, na análise

bivariada, em relação ao parto cesáreo (RR 1,25, IC 1,23 – 1,27).

O parto em ambiente hospitalar foi o mais seguro, sendo que os

nascidos em estabelecimentos de saúde não hospitalar e os nascidos nos

domicílios mostraram risco relativo para asfixia de 1,93 (IC 1,84 – 2,02) e

2,41 (IC 2,09 – 2,78) respectivamente.

Observaram-se diferenças significativas na prevalência de asfixia

perinatal quando comparadas as regiões do Brasil. Nascer na região norte e

nordeste implicou em risco relativo de asfixia perinatal de 1,82 (IC 1,77 –

1,87) e 1,91 (IC 1,87 – 1,95) respectivamente, quando estas regiões foram

comparadas com a região sudeste. Nascer na região sul do país implicou em

risco menor de asfixia (RR 0,89, IC 0,87 – 0,92). A região centro-oeste mos-

trou resultados semelhantes à região sudeste (RR 1,00).

As Figuras 21, 22, 23 e 24 demonstram as relações entre a pre-

valência do escore de Apgar inferior a 7 no 5° minuto e o tipo de gravidez, a

via do parto, o local de nascimento e as regiões geográficas do país, respec-

tivamente.


Tabela 12 – Fatores associados ao grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 no Brasil – Análise bivariada das variáveis relacionadas à gravidez e ao parto.



Gravidez Única 55.726 (2,0) 2.694.430 (98,0) 1,00 c Gemelar 3.002 (6,0) 47.397 (94,0) 2,94 (2,84 - 3,05)

Via do parto Vaginal 38.660 (2,3) 1.661.097 (97,7) 1,25 (1,23 - 1,27) Cesáreo 20.001 (1,8) 1,077.644 (98,2) 1,00 c

Local de nascimento Hospital 56.934 (2,1) 2.701.771 (97,9) 1,00 c

Estab. saúde não hospitalar 1.712 (4,0) 41.230 (96,0) 1,93 (1,84 - 2,02)

Domicílio 181 (5,0) 3.452 (95,0) 2,41 (2,09 - 2,78)

Região Norte 7.646 (3,0) 246.438 (97,0) 1,82 (1,77 - 1,87) Nordeste 20.747 (3,2) 635.830 (96,8) 1,91 (1,87 - 1,95) Sudeste 20.361 (1,7) 1.210.887 (98,3) 1,00 c Sul 6.726 (1,5) 449.300 (98,5) 0,89 (0,87 - 0,92) Centro-oeste 3.481 (1,7) 206.925 (98,3) 1,00 (0,97 - 1,04)d

a RR – risco relativo. Os riscos relativos em negrito correspondem a p<0,00001(X²). b IC 95% - intervalo de confiança para 95%. c Categorias de referência para o cálculo dos riscos relativos (sem negrito). d p>0,05.

2,0%

6,0%

0,0%

1,0%

2,0%

3,0%

4,0%

5,0%

6,0%

Pre

valê

ncia

do

grau

de

Apg

ar <

7 no

5° m

inut

o

Única Gemelar

Gravidez

Figura 21 - Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 segundo o tipo de gravidez (única ou gemelar).


2,3%

1,8%

0,0%

1,0%

2,0%

3,0%P

reva

lênc

ia d

o gr

au d

e A

pgar

<7

no 5

° min

uto

Vaginal Cesáreo

Via do parto

Figura 22 - Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 segundo a via do parto.

2,1%

4,0%

5,0%

0,0%

1,0%

2,0%

3,0%

4,0%

5,0%

Pre

valê

ncia

do

grau

de

Apg

ar <

7 no

5° m

inut

o

Hospital Estab. saúde nãohospitalar

Domicílio

Local do nascimento

Figura 23 - Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 segundo o local de nascimento.


3,2%

3,0%

1,7% 1,7%1,5%

0,0%

1,0%

2,0%

3,0%

4,0%

Pre

valê

ncia

do

grau

de

Apg

ar <

7 no

5° m

inut

o

Nordeste Norte Sudeste Centro-oeste

Sul

Região

Figura 24 - Distribuição da prevalência do grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 segundo a região geográfica do país.

Análise multivariada

A Tabela 13 apresenta a síntese da análise multivariada efetuada

com todas as variáveis de estudo em conjunto, como medida de controle dos

fatores de confusão. Nesta análise foram considerados os 1.164.226 casos

em que os todos campos referentes a todas as variáveis estivessem preen-

chidos. Desta forma, foram excluídos os casos em que qualquer campo esti-

vesse em branco ou registrado como “ignorado”. O poder de predição do

modelo, expresso pelo número de observações corretamente classificadas,

foi de 69,7%. Observa-se, de uma maneira geral, que as razões de chances

(odds ratio – OR) para os fatores de risco da asfixia perinatal se aproximam

dos riscos relativos encontrados na análise bivariada.


Alguns fatores, no entanto, mostraram valores das razões de

chances significativamente diferentes dos valores dos riscos relativos obser-

vados na análise bivariada, após o controle das variáveis de confusão. Sali-

entam-se as inversões dos riscos ocorridas em relação ao número de filhos

vivos superior a 2 (OR 0,84, IC 0,80 – 0,88) e à via do parto vaginal (OR

0,92, IC 0,90 – 0,95), que passaram a representar fatores de proteção con-

tra a asfixia, ao contrário de fatores de risco, como a análise bivariada havia

sugerido. O maior risco relativo de asfixia encontrado na gravidez gemelar

deixou de existir (OR 0,95, IC 0,88 – 1,02). Houve também reduções impor-

tantes dos riscos de asfixia em relação à idade gestacional (OR 5,10, IC 4,59

– 5,67 para a faixa entre 22 e 27 semanas e OR 1,98, IC 1,89 – 2,08 para a

faixa de 28 a 36 semanas) e à idade materna entre 10 e 19 anos (OR 1,05,

IC 1,01 – 1,08).

Tabela 13 – Fatores associados ao grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 no Brasil – Análise multivariada.

Variável ORa IC 95%b

Idade gestacional 22 a 27 sem. 5,10 (4,59 - 5,67) 28 a 36 sem. 1,98 (1,89 - 2,08) 37 a 41 sem. 1,00 c ≥42 sem. 1,22 (1,15 - 1,30)

Peso ao nascimento 500-999 g 33,23 (29,93 - 36,90) 1000-1499 g 13,23 (12,29 - 14,24) 1500-1999 g 5,64 (5,29 - 6,02) 2000-2499 g 2,17 (2,06 - 2,28) 2500-3999 g 1,00 c ≥4000 g 1,24 (1,16 - 1,32)

Cor Branca 1,00 c Não branca 1,11 (1,08 - 1,15)

Sexo Feminino 1,00 c Masculino 1,24 (1,21 - 1,28)

Anomalias congênitas Ausentes 1,00 c Presentes 5,44 (4,88 - 6,06)

Idade materna 10 a 19 anos 1,05 (1,01 - 1,08) 20 a 34 anos 1,00 c 35 anos e mais 1,12 (1,06 - 1,18)


Tabela 13 – Fatores associados ao grau de Apgar no 5° minuto inferior a 7 no Brasil – Análise multivariada (continuação).

Variável ORa IC 95%b

Número de anos de estudo Nenhum 1,54 (1,44 - 1,64) 1 a 7 anos 1,25 (1,21 - 1,29) ≥ 8 anos 1,00 c

Número de consultas pré-natais Nenhuma 1,37 (1,29 - 1,45) 1 a 6 1,32 (1,28 - 1,37) ≥ 7 1,00 c

Número de filhos vivos Nenhum 1,00 c 1 a 2 0,83 (0,80 - 0,85) Superior a 2 0,84 (0,80 - 0,88)

Filhos mortos Nenhum 1,00 c Um ou mais 1,13 (1,09 - 1,18)

Gravidez Única 1,00 c Gemelar 0,95 (0,88 - 1,02)d

Via do parto Vaginal 0,92 (0,90 - 0,95) Cesáreo 1,00 c

Local de nascimento Hospital 1,00 c

Estab. saúde não hospitalar 1,34 (1,03 - 1,75)

Domicílio 1,71 (1,54 - 1,89)

Região Norte 1,47 (1,39 - 1,56) Nordeste 1,67 (1,61 - 1,73) Sudeste 1,00 c Sul 0,90 (0,86 - 0,94) Centro-oeste 1,00 (0,92 - 1,08)d Número de casos analisados: 1.164.226. 69,7% das observações corretamente classificadas pelo modelo. aOR – odds ratio (razão de chances). As razões de chances em negrito correspondem a p<0,05. bIC 95% - intervalo de confiança para 95%. c Categorias de referência para o cálculo das razões de chances (sem negrito). d p>0,05.

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil – Comentários 73

Comentários


Considerações acerca do método e

da qualidade das informações

O presente estudo pode ser caracterizado como de corte transver-

sal ou seccional. Estudos desta natureza constituem investigações que pre-

tendem produzir “instantâneos” da situação de saúde de uma população ou

comunidade, com base na avaliação individual do estado de saúde de cada

um dos membros do grupo, com a subseqüente produção de indicadores

globais de saúde para a população investigada. Nestes estudos, o efeito e o

fator que o provoca são observados num mesmo momento histórico, ou se-

ja, os dados são colhidos todos em um mesmo momento. Este desenho de

pesquisa tem sido o mais empregado na prática de investigação da saúde

coletiva atualmente. Utilizam, em geral, amostras da população, devido às

dificuldades para a realização de investigações que incluam a totalidade dos

membros de um determinado grupo (ALMEIDA FILHO; ROUQUAYROL,

1999). Este não é o caso da presente pesquisa, já que foram avaliadas todas


as declarações de nascidos vivos (DN) de 1999 constituindo, portanto, um

estudo populacional.

O estudo de corte transversal é efetuado com uma população de-

finida e os participantes não são selecionados com base em seu estado de

exposição a algum fator associado (estudo de coorte) ou em seu estado de

saúde ou doença (estudo de caso-controle). Segundo Sackett (1979) este

tipo de estudo está sujeito à influência de alguns vieses:

• O fator de risco eventualmente pode ser também um fator

de prognóstico, mudando a duração da doença. Nestes ca-

sos os estudos são menos eficazes.

• Pode ser difícil identificar a seqüência temporal de causa-

efeito.

• Lapsos de memória de quem presta a informação em ocor-

rências antigas podem configurar o viés de informação.

• Viés de seleção pode influir na detecção de fatores de risco

ou do desfecho.

Na nossa pesquisa, não conseguimos identificar claramente ne-

nhuma destas causas de tendenciosidade. Os fatores de risco estudados

não são fatores de prognóstico para o desfecho desfavorável, a variável de

desfecho e as variáveis de estudo são bem definidas temporalmente e as

informações são colhidas de um estado atual da gestante, sendo improvável

que o prestador das informações não se lembre, por exemplo, da idade, es-

colaridade ou estado marital. O viés de seleção também não foi identificado


uma vez que trabalhamos com a população, não sendo realizada a amostra-

gem.

O modelo de regressão logística utilizado na análise multivariada,

descreve a relação existente entre uma variável de resposta binária (codifi-

cada em “sim” ou “não”) e um conjunto de variáveis explicativas. No nosso

caso, ele permitiu aferir, através das razões de chance (odds ratio – OR), os

efeitos de cada uma das variáveis consideradas na explicação da asfixia pe-

rinatal. Permitiu também observar os efeitos de algumas interações entre as

variáveis, pela comparação com os resultados da análise bivariada. Na aná-

lise de regressão logística, o poder de predição do modelo foi de 69,7% (ob-

servações corretamente classificadas), ou seja, com as informações dos

fatores associados ao grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto é possível

prever-se o desfecho do recém-nascido (Apgar <7 ou ≥7) em cerca de 70%

das vezes.

Esta pesquisa utilizou dados secundários, obtidos através das

DN digitadas nos bancos de dados do Sistema de Nascidos Vivos (SINASC).

Das 3.256.433 DN originalmente constantes nos bancos de dados da

FUNASA no período de estudo, 1.164.226 (37,8%) puderam ser avaliadas

através da análise multivariada. Esta redução no número total de casos

ocorreu por haver muitos registros que se enquadravam em algum critério

de exclusão. O principal fator implicado nesta redução de casos foi o não

preenchimento de todos os campos das DN considerados para a presente

pesquisa, já que, no nosso modelo, a análise multivariada só é válida quan-

do todos os registros referentes a cada nascimento apresentam dados

completos. As tabelas da análise bivariada apresentam número total de

casos maior para cada variável analisada porque, para esse tipo de


maior para cada variável analisada porque, para esse tipo de avaliação, bas-

tam estar completos os dados referentes às variáveis analisadas naquela

tabela.

A dimensão de um possível viés na presente pesquisa é difícil de

estimar, sendo, porém, lícito especular sobre sua direção: se na direção da

hipótese nula (ausência de associação) a tendenciosidade subestima a asso-

ciação, se na direção contrária à hipótese nula a tendenciosidade superes-

tima ou pode provocar inversão da associação. Provavelmente, a exclusão

dos dados das DN incompletas estará subestimando nossos achados, dilu-

indo o efeito das variáveis na predição da asfixia. Parece-nos mais provável

que a falta de registro das variáveis esteja associada a maior proporção de

grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto, já que a qualidade da informação

tem sido identificada como indicador indireto da qualidade da assistência.

Estudando 538.945 certificados de nascimentos na Califórnia, Gould et al.

(2002) concluíram que os certificados com informações incompletas (7,25%

do total de certificados) eram mais comuns em mulheres com maior risco de

resultados perinatais desfavoráveis, sendo um marcador para a mortalidade

perinatal.

Especificamente em relação à variável de desfecho (grau de Apgar

inferior a 7 no 5° minuto), observamos que 13,2% das DN não continham

este dado ou apresentavam grau de Apgar igual a 0 no 1° e no 5° minutos.

A freqüência deste achado não é uniforme em todas as unidades da federa-

ção, variando de 1,1% (Rio Grande do Norte) a 95,6% (Roraima – Figura 4).

Pode ter havido um erro sistemático (viés) na digitação dos dados ou na co-

leta da informação.


A decisão de excluir do estudo os casos em que o escore de Apgar

apresentava-se igual a 0 no 1° e no 5° minutos de vida foi tomada depois da

análise preliminar dos dados, quando observamos que este fato ocorreu em

0,5% do total de registros. Consideramos estes registros como valores per-

didos, já que a ocorrência real deste evento em recém-nascidos vivos é ex-

tremamente baixa. Provavelmente, quase todos estes casos correspondiam a

escore de Apgar desconhecido, erroneamente anotado como 0, ou a nati-

mortos que tiveram declaração de nascido vivo preenchida. Em estudo efe-

tuado na Universidade do Tennessee, Haddad et al. (2000) relatam a

ocorrência deste evento com ressuscitação exitosa em 33 casos no total de

81.603 nascimentos, o que corresponde à freqüência de 0,04%.

Dentre as variáveis que existiam tanto nas DN novas quanto nas

DN antigas, as com menor grau de preenchimento foram a quantidade de

filhos mortos tidos anteriormente (24,3%), o grau de Apgar no 5° minuto

(12,7%) e a quantidade de filhos vivos tidos anteriormente (12,3% - Tabela

6). As outras variáveis apresentaram grau de não preenchimento inferior a

2,7%. As variáveis introduzidas na DN nova apresentam grau de não preen-

chimento artificialmente elevado (estado marital, 51,7%; número de anos de

estudo, 29,3%; cor do recém-nascido, 28,3% - Tabela 6) porque essas fre-

qüências foram calculadas levando-se em consideração o total de registros

daquele ano.

Desde a implantação do SINASC, diversos estudos têm sido de-

senvolvidos para avaliar a qualidade das informações coletadas com as DN.

Estes estudos avaliaram o sistema tanto quantitativamente (grau de cober-

tura) quanto qualitativamente (fidedignidade dos dados colhidos).


Silva et al. (2001b) estudaram a qualidade dos dados coletados

em São Luiz, Maranhão, comparando os dados das DN com os prontuários

hospitalares em 1997 e 1998. Concluíram que os campos referentes ao peso

do recém-nascido, sexo, local de nascimento, tipo de parto e idade materna,

apresentam alta concordância com os dados hospitalares. Os campos refe-

rentes ao número de fetos, nascidos vivos, nascidos mortos e escolaridade

materna tiveram concordância um pouco inferior. A idade gestacional e o

número de consultas pré-natais mostraram baixa correlação.

Avaliando as DN do mês de julho de 1996 em Ribeirão Preto, São

Paulo, Mishima et al. (1999) observaram que a concordância das DN com os

dados hospitalares foi superior a 90% em 13 das 18 variáveis investigadas.

As discordâncias ocorreram principalmente nas informações sobre o núme-

ro de filhos vivos, número de consultas de pré-natal, grau de instrução da

mãe e nome do pai. O grau de Apgar mostrou-se concordante com os avali-

ados nos prontuários médicos em 92,4% das DN.

As discordâncias entre os dados dos prontuários médicos e os

dados coletados nas DN não são exclusividade brasileira. Comparando os

certificados de nascimento com os prontuários médicos do condado de

Hillsborough, na Flórida, Gore et al. (2002) encontraram discrepâncias em

relatos de complicações médicas maternas, complicações do parto, condi-

ções neonatais e anomalias congênitas.

Entretanto, alguns estudos realizados no Brasil ao longo da dé-

cada de 1990, sugerem que a qualidade das informações parece estar me-

lhorando com o tempo. Análise das DN em Blumenau, Santa Catarina,

entre 1994 e 1997, evidenciou uma melhora progressiva no preenchimento


de todos os campos, sendo o percentual de campos ignorados inferior a 1%

no ano de 1997 (SANTA HELENA; WISBECK, 1998). Na opinião de Silva et

al. (1997) a qualificação do SINASC vem se dando satisfatoriamente desde a

sua implantação, considerando a tendência de melhoria na qualidade das

informações. Ainda segundo estes autores, a boa qualidade do sistema é

provavelmente influenciada pelo fato do documento ter a finalidade de regis-

trar um nascimento, em oposição à má qualidade do Sistema de Informa-

ções de Óbitos.

No presente trabalho, consideramos como um dos aspectos mais

consistentes o grande número de casos estudados, interessando à totalida-

de dos nascimentos em 1999. Por outro lado, uma limitação é a possível

discordância de variáveis em alguns registros assim como os não preenchi-

dos em algumas DN. As falhas de preenchimento e/ou possíveis discordân-

cias entre os dados constantes no banco de dados do SINASC e as reais

características dos casos configuram limitação que, no nosso entender, é

minimizada pelo elevado número de casos estudados.


Discussão dos resultados

História da gestação atual e história pregressa: idade

gestacional e peso ao nascer, anomalias congênitas,

sexo do recém-nascido, gemelidade, via do parto, idade

materna, filhos tidos.

A prematuridade (idade gestacional inferior a 37 semanas) é uma

condição que traz resultados deletérios para o recém-nascido, contribuindo

sobremaneira nas taxas de morbidade e mortalidade neonatais. As freqüen-

tes imprecisões na avaliação da idade gestacional fizeram com que se utili-

zasse o peso do concepto inferior a 2500g como indicativo de

prematuridade. Embora um sinal indireto, tem sido utilizado em estudos

clínicos e epidemiológicos por ser objetivamente mensurável. Este ponto de

corte ainda mantém razoável valor preditivo, tanto para a morbidade quanto

para a mortalidade. Quando se emprega o critério ponderal, o termo mais

adequado para classificar essas crianças é “recém-nascidos de baixo peso”

(ALMEIDA, 2001).

A prematuridade pode ser espontânea, geralmente secundária ao

trabalho de parto prematuro ou à rotura prematura das membranas ovula-

res. Pode ser também iatrogênica, quando a interrupção da gravidez dá-se

por indicação médica. As causas da prematuridade espontânea são diver-

sas, havendo freqüentemente a ação de fatores predisponentes tais como

condições socioeconômicas desfavoráveis, assistência pré-natal precária e

infecções geniturinárias (BERTINI et al., 2000a).


Em face da sua maior fragilidade muscular e óssea, o prematuro

tem maior risco de apresentar tocotraumatismos e baixos graus de Apgar

em comparação com o feto a termo (SOUZA, 1992). Por sua imaturidade, é

mais susceptível à hipoxia, apresentando maior tendência à asfixia em rela-

ção ao feto a termo. A prematuridade também está associada a maior fre-

qüência de apresentações anômalas, principalmente a apresentação pélvica

(SOUZA, 2000; SOUZA; TRAJANO, 2003b).

Os prematuros, em conseqüência da imaturidade de vários sis-

temas orgânicos, têm maior chance de apresentar numerosas complicações

neonatais, tais como síndrome de angústia respiratória do recém-nascido,

hemorragia intraventricular, displasia broncopulmonar, persistência do ca-

nal arterial, enterocolite necrotizante, sepse, apnéia e retinopatia. Estes ris-

cos aumentam na relação inversa à idade gestacional (IAMS, 1999).

No presente trabalho, para estudarmos a prematuridade, avali-

amos o recém-nascido tanto pelo peso, que possui maior precisão de obser-

vação e de anotação na DN segundo diversos autores (MELLO JORGE et al.,

1996; MISHIMA et al., 1999; SILVA et al., 2001b; SILVA et al., 1997), quan-

to pela idade gestacional, que é o parâmetro preconizado pela Organização

Mundial de Saúde (BERTINI et al., 2000a). Para a análise, dividimos os re-

cém-nascidos de baixo peso em faixas de 500g (LANSKY et al., 2002; MON-

TEIRO et al., 2000). Os recém-nascidos macrossômicos (peso ≥4000g) foram

agrupados e a categoria de referência para o cálculo dos riscos relativos foi

a dos pesos situados entre 2500 e 3999g (CUNNINGHAM et al., 2001b).


A prevalência de recém-nascidos de baixo peso no nosso grupo de

estudo mostrou-se de 7,6% e a de prematuros, considerando-se a idade ges-

tacional relatada, de 5,9% (Tabela 7). Na análise bivariada, observamos ris-

co relativo do índice de Apgar inferior a 7 no 5° minuto maior para os

recém-nascidos prematuros e de baixo peso, e este risco é tanto maior

quanto menor a idade gestacional, atingindo o valor de 28,56 (IC 27,85 –

29,28) para idade gestacional entre 22 e 27 semanas, e de 37,99 (IC 37,17 –

38,82) para pesos inferiores a 1000g (Tabela 10). O risco se reduz à medida

que o peso e a idade gestacional aumentam, mas mesmo os recém-nascidos

com pesos próximos do limite superior da definição de baixo peso (entre

2000 e 2499g) apresentam risco maior de baixos graus de Apgar (RR 2,44,

IC 2,38 – 2,51).

Na análise multivariada, os riscos relacionados aos pesos se

mantém semelhantes (OR 33,23, IC 29,93 – 36,90 para pesos entre 500 e

999g, e OR 2,17, IC 2,06 – 2,28 para pesos entre 2000 e 2499g, Tabela 13).

O risco associado à idade gestacional, no entanto, sofreu uma redução im-

portante, embora ainda tenha se mantido maior em relação à gravidez a

termo (OR 5,10, IC 4,59 – 5,67 para idade gestacional entre 22 e 28 sema-

nas, e OR 1,98, IC 1,89 – 2,08 para idades gestacionais entre 28 e 36 se-

manas, Tabela 13). O pareamento pelas outras variáveis, principalmente

pelo peso, variável mais precisa, pode explicar esta variação.

Os recém-nascidos muito prematuros apresentam imaturidade

em diversos sistemas e os parâmetros de irritabilidade reflexa, tônus mus-

cular e esforços respiratórios podem estar menos pronunciados nessas cri-

anças quando comparadas às maduras (MARLOW, 1992). Durante a


gravidez, quanto menor a idade gestacional e o peso, maior a sensibilidade

do feto a situações de hipóxia que, por sua vez, agravam o prognóstico neu-

rológico após o nascimento (BOSE; BOSE, 1995; GAUDIER et al., 1994;

SHANKARAN et al., 2002). No nosso estudo, o maior risco de grau de Apgar

inferior a 7 no 5° minuto nos prematuros parece demonstrar a associação

da imaturidade do recém-nascido com a sua maior sensibilidade à hipóxia.

A prematuridade não é o único motivo para o baixo peso ao nas-

cer. O crescimento intra-uterino retardado é também importante fator de

baixo peso, estando associado à insuficiência placentária e, conseqüente-

mente, à asfixia perinatal (GOLAN et al., 1994). A discriminação da idade

gestacional na DN em faixas não permite que se associe este parâmetro ao

peso para a discriminação dos conceptos pequenos para a idade gestacio-

nal, uma forma indireta de se suspeitar ter havido restrição de crescimento

intra-uterino.

A gestação prolongada (com idade gestacional igual ou superior a

42 semanas) é condição comum. A freqüência observada no Brasil em 1999

foi de 8,9% (Apêndice A). Esta condição se associa a comprometimento do

concepto, havendo maior incidência de mortalidade perinatal, síndrome de

aspiração meconial, tempo de permanência prolongado no berçário, distocia

de espáduas, macrossomia fetal, indução do parto, e parto cesáreo

(TRAJANO, 1988a). Os recém-nascidos com idade gestacional igual ou su-

perior a 42 semanas apresentaram, em nosso estudo, maior risco de asfixia

perinatal, tanto na análise bivariada (RR 1,79, IC 1,74 – 1,84) quanto na

multivariada (OR 1,22, IC 1,15 – 1,30). Este achado pode ser explicado tan-

to pela insuficiência placentária quanto por complicações durante o parto, e


está de acordo com diversos autores que referem maior freqüência de asfixia

perinatal e baixos índices de Apgar nessa intercorrência obstétrica

(INGEMARSSON; KALLEN, 1997; TRAJANO, 1988a; VORHERR, 1975). Em

estudo populacional com mais de 1 milhão de recém-nascidos na Suécia,

Thorngren-Jerneck e Herbst (2001) relatam risco crescente de baixos índi-

ces de Apgar no 5° minuto à medida que a idade gestacional aumenta além

de 40 semanas, atingindo OR 1,82 (IC 1,48 – 2,23) para gestações de 43

semanas.

Os recém-nascidos macrossômicos também apresentaram risco

maior de asfixia em relação aos de peso adequado (RR 1,34, IC 1,29 – 1,38

na análise bivariada e OR 1,24, IC 1,16 – 1,32 na análise multivariada).

Nossos resultados são concordantes com os de Thorngren-Jerneck e Herbst

(2001) que relatam risco crescente de grau de Apgar inferior a 7 no 5° minu-

to a partir de 4000g (OR 1,68, IC 1,50 – 1,88) até pesos superiores a 5500g

(OR 7,39, IC 1,35 – 40,5), quando comparados com recém-nascidos de peso

em torno de 3500g.

Os fatores que favorecem a ocorrência de fetos macrossômicos

são: diabete melito materna, pais com índice de massa corporal maior que

30, multiparidade, gravidez prolongada, idade materna avançada, sexo

masculino, gravidez prévia com feto pesando mais de 4000g e fatores étni-

cos (JOHNSON et al., 1992; SPELLACY et al., 1985; TRAJANO, 1988a). O

crescimento fetal excessivo resultando em macrossomia foi, durante muito

tempo, considerado causa importante de morbidade e mortalidade perina-

tais, principalmente na gravidez complicada por diabete (CHERVENAK;

GABBE, 1999). No parto, o feto macrossômico é mais propenso a sofrer dis-


tocia de espáduas, traumatismo e asfixia (SOUZA; TRAJANO, 2003a). O feto

macrossômico é, portanto, mais predisposto a resultado perinatal adverso,

o que justifica nossos achados.

Observou-se relação fortemente positiva entre a presença de a-

nomalias congênitas e o desfecho desfavorável na análise bivariada (RR

6,09, IC 5,67 – 6,54, Tabela 10), fato que se repete na análise multivariada

(RR 5,44, IC 4,88 – 6,06, Tabela 13). A intensidade do risco observado suge-

re que a anomalia congênita aumenta o risco na forma favorecedora, onde

há clara conexão entre o fator e o dano, ainda que o fator não seja a causa

direta, ou na forma causal, desencadeando o processo mórbido.

O campo referente à anotação das anomalias congênitas não e-

xistia na DN antiga e, portanto, o número total de casos é, certamente, mai-

or que o registrado pela nossa pesquisa. Devemos considerar também que

pôde ter havido subnotificação de anomalias congênitas, em especial aque-

las que, por serem menos evidenciadas clinicamente, podem não ter sido

detectadas. Foram registrados 5.677 casos de anomalias congênitas nos

registros do SINASC, correspondendo a 0,2% dos nascimentos (Apêndice A).

O número de casos estudados, depois de aplicados os critérios de exclusão,

foi de 5.262, correspondendo à mesma proporção (0,2%, Tabela 7). A soma

das incidências relatadas na literatura de apenas três das anomalias mais

comuns, os defeitos de fechamento do tubo neural (0,14 a 0,20%,

CUNNINGHAM et al., 2001e), a hipoplasia pulmonar (0,11 a 0,14%, MOES-

SINGER et al., 1989) e os defeitos cardíacos (0,70%, BURN; GOODSHIP,

1996) é nitidamente superior à prevalência relatada de anomalias

congênitas em nosso estudo.


A ausência do campo “detectada alguma malformação congênita

e/ou anomalia cromossomial” na DN antiga (campo número 34 da DN nova,

Anexo B) e a subnotificação reduzem a intensidade do risco observado, sub-

estimando o impacto da observação, já que alguns recém-nascidos com a-

nomalias congênitas não foram classificados como tal. Estes recém-

nascidos provavelmente tiveram maior freqüência de baixo escore de Apgar

no 5° minuto que os recém-nascidos normais, como podemos deduzir da

associação encontrada entre esta variável e o desfecho desfavorável. Outra

consideração importante na análise destes resultados é que as anomalias

relatadas provavelmente se referiam a anomalias estruturais grosseiras fa-

cilmente identificáveis ao nascimento, e não a alterações cromossomiais que

poderiam causar alterações fenotípicas mais discretas, o que certamente

aumentaria ainda mais o número de observações.

A maior parte dos valores anormais do escore de Apgar associa-

dos a anomalias congênitas é facilmente explicável. Por exemplo, deformi-

dades do sistema nervoso central (anencefalia, microcefalia, encefalocele,

etc.) interferem no controle da respiração e de outras funções vitais. Hipo-

plasia e outras alterações pulmonares interferem com a troca de gases le-

vando à asfixia neonatal. Anomalias cardíacas, por influírem na circulação

sangüínea, podem levar à redução do fluxo sangüíneo cerebral (NAEYE,

1979).

O número de embriões masculinos é maior que o de embriões

femininos após a concepção (MUNNE et al., 1993). Durante a gestação, a

perda de fetos do sexo masculino, seja por abortamentos espontâneos ou

por morte fetal, mostra-se maior (JAKOBOVITS, 1991). A mortalidade peri-


natal é também superior nos fetos do sexo masculino, e estes nascem com

idades gestacionais menores em relação aos do sexo feminino (HALL; CARR-

HILL, 1982). Saliba et al. (2001) relatam risco relativo de 1,8 para convul-

sões neonatais em recém-nascidos de baixo peso do sexo masculino quando

comparados com os do sexo feminino. Lieberman et al. (1997) observaram

que a taxa de cesarianas por sofrimento fetal entre os conceptos do sexo

masculino é 2,2 vezes superior em relação aos de sexo feminino, mesmo

após o controle por fatores de confusão, incluindo o peso ao nascimento, a

idade gestacional e a circunferência cefálica. Verificaram também que os

fetos masculinos nascidos pela via alta indicada por sofrimento fetal, mos-

traram risco mais de três vezes superior de apresentarem grau de Apgar

igual ou inferior a 7 no 1° e 5° minutos. Estes resultados sugerem maior

vulnerabilidade dos fetos masculinos durante a gestação e o parto.

Na presente pesquisa, a freqüência de recém-nascidos do sexo

masculino no grupo de estudo foi de 51,3% e do sexo feminino de 48,6%

(Tabela 7). O risco de asfixia perinatal nos fetos do sexo masculino mostrou-

se superior aos do sexo feminino tanto na análise bivariada (RR 1,19, IC

1,17 a 1,21 – Tabela 10) quanto na análise multivariada (OR 1,24, IC 1,21 a

1,28 – Tabela 13). Nossos achados são semelhantes aos de Bekedam et al.

(2002) que, analisando mais de 400.000 nascimentos na Holanda no perío-

do de 5 anos, relatam OR de 1,27 (IC 1,20 – 1,34) para baixos índices de

Apgar no 5° minuto entre os fetos de sexo masculino após ajuste para o pe-

so fetal e a idade gestacional no momento do parto. Encontraram também

risco maior de morte perinatal (OR 1,27, IC 1,20 – 1,34) e de sofrimento fe-

tal durante o trabalho de parto (OR 1,48, IC 1,44 – 1,51) nos conceptos

masculinos. Em recente estudo populacional sobre fatores de risco para


baixo índice de Apgar no 5° minuto, com análise de 1.028.705 nascimentos

na Suécia, Thorngren-Jerneck e Herbst (2001) observaram que as meninas

apresentam menor freqüência de depressão ao 5° minuto avaliada pelo ín-

dice de Apgar em relação aos meninos (OR 0,78, IC 0,74 – 0,81).

O mecanismo biológico responsável pela maior freqüência de so-

frimento fetal e asfixia perinatal nos conceptos do sexo masculino não é

claro. A insuficiência placentária severa é mais comum nos conceptos de

sexo masculino (EDWARDS et al., 2000). A insuficiência placentária pode

ser a explicação para a maior perda fetal e a maior freqüência de asfixia nos

conceptos masculinos. Parece haver diferenças no metabolismo energético e

na taxa de crescimento pela influência do cromossoma Y, já que a taxa de

crescimento dos blastocistos e embriões é maior nos conceptos XY que nos

XX (CLARKE; MITTWOCH, 1995). Ao mesmo tempo, há argumentos que

sugerem relação inversa entre a expectativa de vida e a taxa metabólica

(LYNN; WALLWORK, 1992). Portanto, a taxa metabólica elevada poderia

aumentar a vulnerabilidade do feto masculino durante estágios críticos do

desenvolvimento (BEKEDAM et al., 2002).

A maior freqüência de depressão neonatal nos recém-nascidos do

sexo masculino pode ser também resultado de diferenças no desenvolvi-

mento dos fetos masculinos e femininos. Pesquisas em animais sugerem

que o desenvolvimento do sistema neurossimpático pulmonar e adrenal

ocorre mais cedo no sexo feminino (PADBURY et al., 1981; PADBURY et al.,

1983). Na espécie humana, observou-se que os fetos prematuros do sexo

feminino produzem, em resposta à asfixia, maior quantidade de catecolami-

nas que os do sexo masculino e que o aumento dos níveis de catecolaminas


pode melhorar a resposta fetal aos efeitos da hipóxia (GREENOUGH et al.,

1987; LAGERCRANTZ; SLOTKIN, 1986; NYLUND et al., 1987). Além disso,

Lagercrantz (1982) observou, entre recém-nascidos com acidose moderada

(pH umbilical médio de 7,16), que aqueles que apresentavam índices de Ap-

gar inferior a 7 tinham menores níveis séricos de catecolaminas ao nascer

em comparação com os que apresentavam índices de Apgar igual ou superi-

or a 7. Portanto, estas diferenças na secreção de catecolaminas podem estar

relacionadas às diferenças que encontramos na freqüência do grau de Ap-

gar inferior a 7 no 5° minuto entre os recém-nascidos masculinos e femini-

nos.

A gravidez gemelar implica em resultado gestacional menos favo-

rável tanto à mãe quanto ao concepto. As repercussões maternas mais rele-

vantes dizem respeito à maior freqüência de anemia, diabete melito e

hipertensão arterial. O resultado perinatal é caracterizado por maior coefici-

ente de mortalidade perinatal, maior freqüência de índice de Apgar baixo, de

asfixia perinatal, de anomalias congênitas, de tocotraumatismos e de pre-

maturidade. Os gêmeos, em geral, apresentam baixo peso e o segundo ge-

melar tem prognóstico mais adverso que o primeiro gemelar (TRAJANO,

1988b).

Em nosso estudo, foram avaliados 50.399 gemelares (Tabela 9).

Observamos risco de asfixia quase 3 vezes superior na gestação gemelar em

comparação com a gravidez única na análise bivariada (RR 2,94, IC 2,84 –

3,05, Tabela 12). Entretanto, na análise multivariada este risco não se con-

firmou (OR 0,95, IC 0,88 – 1,02, Tabela 13). Estes resultados sugerem que a

gemelaridade, por si só, não implica em maior risco de asfixia para o con-


cepto. Este risco aumentado parece estar relacionado à presença de outras

condições adversas associadas à gemelidade. Quando a análise foi controla-

da para fatores como a idade gestacional, o peso do recém-nascido, as vari-

áveis socioeconômicas, a idade e paridade maternas, a via do parto e a

presença de anomalias congênitas, o risco de asfixia na gestação gemelar se

igualou ao da gestação única. É provável que os fatores que mais tenham

influenciado nesta diferença sejam o peso do recém-nascido, a idade gesta-

cional e a presença de anomalias congênitas, pois estas condições são as

que mais contribuem para a morbidade e mortalidade dos gemelares

(TRAJANO, 1988b).

A redução na taxa de asfixia perinatal na gravidez gemelar quan-

do há controle pelo peso do recém-nascido também foi observada por

Thorngren-Jerneck e Herbst (2001). Estudando 12.866 gemelares a termo,

encontraram razão de chances de grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto

de 4,14 para o segundo gemelar e de 2,40 para o primeiro. Após padroniza-

ção pelo peso, este risco reduziu-se para 2,41 e 1,62 respectivamente. Ao

contrário do observado em nosso estudo, o risco continuou maior para a

gravidez gemelar após a padronização. Uma possível explicação para esta

diferença é que aqueles autores não controlaram a análise para outros fato-

res de risco que poderiam estar também influenciando no resultado perina-

tal. Por outro lado, a redução do risco que observamos poderia ser

secundária à assistência prestada à gestação gemelar. É provável que as

gestações gemelares, quando diagnosticadas durante o pré-natal, tenham


um acompanhamento do parto mais cuidadoso, por profissional de melhor

padrão técnico, enquanto a assistência ao parto nas gestações únicas seja

prestada, em especial nas populações carentes, por pessoas menos hábeis10.

Em nosso estudo não foi possível avaliar as diferenças entre os resultados

do primeiro e dos gemelares subseqüentes, já que a DN não contém campo

que indique a ordem de nascimento.

O parto por via vaginal mostrou-se fator de risco para a asfixia

perinatal na análise bivariada (RR 1,25, IC 1,23 – 1,27, Tabela 12). Na aná-

lise multivariada este risco não só se reduziu, mas se inverteu, identifican-

do o parto vaginal como fator de proteção contra a asfixia (OR 0,92, IC 0,90

– 0,95, Tabela 13). Acreditamos que esta inversão do risco pode ser explica-

da quando levamos em conta a freqüência da operação cesariana no Brasil,

as indicações para o procedimento, as características sociais, econômicas e

culturais da gestante e as características do feto.

Em países reconhecidos pela boa qualidade da assistência médi-

ca, a freqüência de cesariana, tanto na clientela pública quanto na privada,

não ultrapassa 25%. Nos Estados Unidos, nos últimos 10 anos, a taxa tem

variado entre 20 e 23%. Na Europa, a taxa é significativamente menor e ra-

ramente ultrapassa 15%. No Brasil, que convive com elevado número de

cesarianas, esta taxa é absurdamente elevada em alguns hospitais priva-

10 Em São Luís do Maranhão, quase 27% dos partos hospitalares não são realizados por médico (SILVA et al., 2001a) e em Pelotas, no Rio Grande do Sul, esta proporção é de 12% (COSTA et al., 1996). Na região norte 18,1% dos partos em 1996 ocorreram fora do ambiente hospitalar e na região nordeste esta taxa foi de 16,6% (ÁREA TÉCNICA DA SAÚDE DA MULHER DO MS, 2001).


dos, chegando a 90%, valores sem paralelo nos países que apresentam os

melhores indicadores de qualidade de assistência obstétrica tais como a

morbi-mortalidade materna e perinatal (TRAJANO; SOUZA, 2003). A inci-

dência de cesariana no Brasil em 1999, segundo os registros do SINASC,

observada no presente estudo, foi de 37% (Anexo C) e a taxa de cesariana

apresentada ao SUS em 1999 foi de 25% (ÁREA TÉCNICA DA SAÚDE DA

MULHER DO MS, 2001). Esta diferença de 12% a mais na taxa de cesariana

de todo o país em relação às pacientes atendidas pelo SUS provavelmente

deve-se à elevada freqüência de procedimentos executados em hospitais

privados e conveniados com operadoras de saúde, que atendem clientela

com padrão econômico diferenciado. Este fato provavelmente resultou em

grande número de cesarianas efetuadas em mulheres de menor risco para a

asfixia perinatal e também em grande número de procedimentos desneces-

sários, distorcendo a observação dos riscos.

Costa et al. (1996), estudando a assistência médica materno-

infantil em Pelotas, RS, observaram que os cuidados menos adequados de

assistência ao parto são dedicados às mães pobres e de alto risco gestacio-

nal. Ainda segundo estes autores, mulheres de baixo risco gestacional apre-

sentam maior probabilidade de serem submetidas a cesariana do que

gestantes de alto risco (como as com baixa estatura, com perdas reproduti-

vas prévias ou apresentando intercorrências clínicas). Quando a renda fa-

miliar mostrou-se superior a 10 salários mínimos, a freqüência de cesariana

foi de 50%. Estes dados se repetem em outras regiões do Brasil. Na região

Nordeste, cesarianas são realizadas em cerca de 9% das gestantes com ren-

da inferior a 1 salário mínimo e em 39% daquelas com renda superior a 4

salários mínimos (BARROS et al., 1995).


Campos e Carvalho (2000), estudando a assistência ao parto no

município do Rio de Janeiro através de dados do SINASC de 1995 e da pes-

quisa sobre assistência médico-sanitária do IBGE e do ministério da saúde,

identificaram dois grupos de maternidades. O primeiro, onde as parturien-

tes e recém-nascidos apresentavam boas condições, apresentou freqüência

de 81,5% de cesarianas. No segundo grupo, onde houve menor proporção

de cesarianas (32,2%), era maior a freqüência de indicadores que aponta-

vam maiores riscos para o concepto, tais como baixo peso, prematuridade,

baixa escolaridade materna e maior proporção de mães adolescentes.

Oliveira e Silva e Pessôa da Silva (informação verbal)11, estudando

mais de 6300 partos no Hospital Pró-Matre no Rio de Janeiro, observaram

redução da taxa de cesariana de 30,6% para 19,9% do ano de 2001 para o

ano de 2002. Neste período foram implementadas atividades diferenciadas

de atenção à gestante e assistência ao parto. A freqüência de asfixia perina-

tal aferida pelo escore de Apgar inferior a 7 no 5° minuto, concomitante-

mente, reduziu-se de 1,4% para 0,8% (p<0,05) demonstrando que a redução

da taxa de cesariana aliada à assistência diferenciada ao parto melhorou o

resultado perinatal.

Na nossa análise, o parto vaginal apresentou menor risco quando

controlamos as variáveis influenciadas pelas condições socioeconômicas e

culturais, a idade gestacional, a idade materna e o peso do recém-nascido.

Isto nos faz concluir que, na realidade, estas variáveis, associadas intima-


mente com as condições de nascimento, estavam influenciando o resultado

desfavorável, não sendo a via do parto a responsável pelo desfecho.

A idade materna tem sido objeto de estudos que procuram de-

terminar as dimensões do risco gestacional nos extremos da fase reproduti-

va (adolescentes e idosas - AZEVEDO et al., 2002; DILDY et al., 1996;

GAMA et al., 2001; GAMA et al., 2002; GILBERT et al., 1999; GOLDANI et

al., 2000; OLIVEIRA, 1998). Alguns trabalhos parecem indicar que, na

adolescência, existe maior probabilidade de recém-nascidos com baixo peso,

parto prematuro, amniorrexe prematura, pré-eclâmpsia e diabete gestacio-

nal (AZEVEDO et al., 2002; GAMA et al., 2001). No entanto, o risco social

parece ser mais importante que o risco biológico. A gravidez na adolescência

parece estar associada a maior freqüência de violências e abusos, à pressão

para adotar comportamentos determinados pelo seu grupo social, e a condi-

ções sociais e culturais desfavoráveis (FOSTER, Jr. et al., 1999). Grávidas

adolescentes e mulheres adultas que engravidaram na adolescência apre-

sentam pior nível de instrução, maior probabilidade de serem solteiras, u-

sam com maior freqüência o fumo e drogas ilícitas e freqüentam menor

número de consultas pré-natais (GAMA et al., 2002). Para um bom resulta-

do perinatal, talvez mais importante que a idade materna sejam as condi-

ções de vida e saúde da gestante, principalmente a qualidade da assistência

obstétrica pré-natal e durante o parto (BUKULMEZ; DEREN, 2000).

11 Dados apresentados no Fórum Materno-Infantil do CREMERJ em 11 de dezembro de 2002.


Encontramos maior risco de asfixia perinatal quando a idade ma-

terna estava compreendida entre 10 e 19 anos (RR 1,30, IC 1,28 – 1,33, Ta-

bela 11). Ao realizarmos a análise multivariada, este risco quase

desapareceu (OR 1,05, IC 1,01 – 1,08, Tabela 13), demonstrando que o po-

der preditivo da asfixia perinatal nesta faixa etária é influenciado por outras

variáveis que foram controladas na análise multivariada. De fato, o baixo

peso ao nascer, a nuliparidade, o baixo grau de instrução materno e o pe-

queno número de consultas pré-natais estão fortemente associados à gravi-

dez na adolescência (AZEVEDO et al., 2002; GAMA et al., 2001;

NASCIMENTO; GOTLIEB, 2001). Todas estas variáveis se associaram a

maior risco para asfixia perinatal em nossa pesquisa. Assim, o maior risco

de asfixia perinatal na adolescência parece decorrer essencialmente de fato-

res sociais e de saúde associados à adolescência, e não do efeito “biológico”

da idade.

Estudando apenas gestações a termo na Suécia, Thorngreen-

Jerneck e Herbst (2001j) encontraram menor risco de asfixia perinatal no

grupo de idade entre 15 e 19 anos (RR 0,74, IC 0,64 – 0,86). O menor gradi-

ente social daquele país, associado a melhores condições de assistência

obstétrica e à exclusão de recém-nascidos prematuros pode ser a explicação

para as diferenças entre o nosso estudo e o daqueles autores.

A idade materna maior que 35 anos tem sido associada a maior

risco tanto para as mães quanto para seus filhos. A ocorrência de hiperten-

são arterial crônica, diabete gestacional, multiparidade, placenta prévia e

discinesia uterina é maior nesta faixa etária, sendo referido aumento nas

taxas de mortalidade perinatal, parto prematuro, baixo peso ao nascer, cri-


anças pequenas para a idade gestacional e anomalias cromossomiais

(DILDY et al., 1996; MAIN et al., 2000).

As gestantes com idade superior a 35 anos apresentaram, em

nosso trabalho, maior probabilidade de que seus filhos tivessem índice de

Apgar inferior a 7 no 5° minuto tanto na análise bivariada quanto na multi-

variada (RR 1,21, IC 1,17 – 1,24 e OR 1,12, IC 1,06 – 1,18 respectivamente

– Tabelas 11 e 13). Este fato pode ser explicado pela maior associação de

intercorrências clínicas e obstétricas em mulheres mais idosas. Nossos re-

sultados são concordantes com os de Gilbert et al. (1999) e de Thorngren-

Jerneck e Herbst (2001) que, em grandes estudos populacionais, relatam

maior chance de asfixia perinatal nesta faixa etária materna.

Quanto ao número de filhos vivos, encontramos risco menor de

asfixia perinatal quando as mães haviam tido 1 ou 2 crianças anteriormente

em comparação com as que não tiveram filhos vivos (RR 0,81, IC 0,80 –

0,83, Tabela 11). Nas mulheres com mais de 2 filhos, este risco mostrou-se

discretamente maior (RR 1,06, IC 1,04 – 1,09, Tabela 11). Na análise multi-

variada observamos, no entanto, que o risco das multíparas não só desapa-

receu como a multiparidade passou a ser identificada como fator de

proteção contra a asfixia (OR 0,84, IC 0,80 – 0,88, Tabela 13), enquanto o

risco para as mulheres com 1 ou 2 filhos vivos se manteve essencialmente o

mesmo (OR 0,83, IC 0,80 – 0,85, Tabela 13). Nossos achados são concor-

dantes com os de outros estudos controlados de base populacional que de-

monstraram risco aumentado de asfixia em primíparas e risco reduzido em

multíparas, incluindo grandes multíparas (GILBERT et al., 1999;

THORNGREN-JERNECK; HERBST, 2001).


Além da primiparidade, o prolongamento do segundo período do

parto também tem sido imputado como fator associado a baixos escores de

Apgar (NATHOO et al., 1990). É sabido que as primíparas apresentam dura-

ção total do parto e duração do período expulsivo maior que as mulheres

que já tiveram filhos também podendo padecer de distocias que se mostram

menos freqüentes em quem já pariu pela via vaginal. Os partos das multí-

paras, por outro lado, podem cursar com alterações da dinâmica uterina,

além do fato destas mulheres, pelo geral, serem mais idosas e poderem a-

presentar intercorrências clínicas ou obstétricas relacionadas com a idade

mais avançada (REZENDE; REZENDE FILHO, 1998).

Tanto a primiparidade quanto a história de mais de 2 filhos ante-

riores vêm sendo associadas ao baixo peso do recém-nascido (COSTA; GO-

TLIEB, 1998; NASCIMENTO; GOTLIEB, 2001). A multiparidade também

pode estar associada à pior qualidade da assistência pré-natal. Em análise

multivariada de 702 gestações em Caxias do Sul, RS, Trevisan et al. (2002)

observaram que quanto maior o número de filhos, mais tardiamente ini-

ciou-se o pré-natal e menor foi o número de consultas.

A inversão do risco observada na análise multivariada em relação

às multíparas demonstra que não é a multiparidade, em si, o fator respon-

sável pela maior freqüência de asfixia perinatal. Provavelmente os fatores

associados à multiparidade, tais como idade avançada, pior assistência pré-

natal e baixo peso ao nascer, são os principais responsáveis pela maior fre-

qüência de resultados desfavoráveis. Quando controlados, fazem com que a

multiparidade se evidencie como fator de proteção contra a asfixia.


O antecedente de uma perda fetal ou neonatal pode configurar

um evento isolado ou associado a alguma complicação orgânica, mas a ges-

tação seguinte envolve, certamente, aspectos emocionais que podem elevar

o risco gestacional. Quando ocorrem duas ou mais perdas gestacionais, a

chance de estar havendo associação com algum distúrbio clínico ou obsté-

trico é maior. Em sua etiologia destacam-se, entre outras, diabete mal con-

trolado, isoimunização pelo fator Rh, hipertensão arterial crônica, pré-

eclâmpsia, cardiopatias, nefropatias e doenças infecciosas (BRUNO, 2000).

Além disso, as gestantes sem assistência pré-natal ou com assistência ina-

dequada exibem maior probabilidade de natimortalidade (TREVISAN et al.,

2002).

No nosso trabalho, tanto a análise bivariada quanto a multivari-

ada exibiram maior risco de asfixia perinatal para os conceptos de mães

com história de natimortos anteriores (RR 1,18, IC 1,15 – 1,21 e OR 1,13,

IC 1,09 – 1,18 respectivamente, Tabelas 11 e 13). Estas crianças possivel-

mente estão expostas a fatores clínicos e obstétricos desfavoráveis, o que

explica a maior freqüência de asfixia, apesar da proteção relativa conferida

pela paridade materna.


As desigualdades de saúde no Brasil: índice de desen-

volvimento humano por estados, região de nascimento,

escolaridade, cor, local de nascimento, número de con-

sultas pré-natais, estado marital.

A questão das relações entre as desigualdades sociais e econômi-

cas e as condições de saúde das populações tem sido objeto de estudos re-

centes. A avaliação das desigualdades evidencia que os fatores sociais

constituem elementos centrais na determinação dos padrões de morbidade

e de mortalidade das sociedades (D´ORSI; CARVALHO, 1998; NUNES et al.,

2001; SZWARCWALD et al., 2002).

O objetivo da comparação entre o índice municipal de desenvol-

vimento humano (IDH-M) e a prevalência do grau de Apgar inferior a 7 nas

unidades da federação, foi demonstrar que o comprometimento das condi-

ções de vida da população se reflete na prevalência de desfecho gestacional

desfavorável. Este tipo de abordagem permite analisar não apenas a posição

relativa de cada unidade da federação, mas também o grau de ajustamento

entre a situação de saúde e as condições de vida existentes em cada uma

delas (NUNES et al., 2001).

A regressão linear é considerada como a melhor forma de avalia-

ção das desigualdades em saúde quando as duas variáveis (nível de saúde e

nível socioeconômico) podem ser expressas quantitativamente e estejam

sujeitas a modificações de acordo com modelo matemático que explique a-

dequadamente a relação entre as duas variáveis (SZWARCWALD et al.,

2002).


No Brasil, o IDH-M (Anexo C) é menor nos estados das regiões

nordeste e norte e maior nos estados das regiões sudeste, centro-oeste e

sul. Dos 10 piores resultados do IDH-M, 9 são estados da região nordeste e

um da região norte. Apenas 5 estados podem ser considerados como tendo

alto desenvolvimento humano (Distrito Federal, São Paulo, Rio Grande do

Sul, Santa Catarina e Rio de Janeiro, nesta ordem). Os outros 22 estados

apresentam médio desenvolvimento humano. Os estados da Paraíba, Piauí,

Maranhão e Alagoas apresentam os piores resultados (PNUD, 2002a, anexo

C).

A regressão linear apresentada na Figura 6 correlaciona o IDH-M

com a prevalência do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto. Observamos

relação inversamente proporcional: quanto melhor o IDH-M menor a preva-

lência do desfecho desfavorável, uma vez que quanto piores as condições de

vida da população pior deverá ser a qualidade da assistência e da saúde. Há

nítida correlação entre maior freqüência de recém-nascidos asfíxicos e me-

nores níveis do IDH-M. Conforme já mencionado, o quadrado da correlação

(R²) de 0,4266 equivale a dizer que 43% da variação observada no desfecho

desfavorável é atribuível às variações entre as predições baseadas no valor

do IDH-M.

Foram detectados, no entanto, dois estados com prevalências ob-

servadas do desfecho desfavorável significativamente diferentes das preva-

lências esperadas. Estas discrepâncias foram encontradas nos estados de

Alagoas (prevalência do desfecho desfavorável significativamente menor que

a esperada) e do Piauí (prevalência do desfecho desfavorável significativa-

mente maior que a esperada). Estas situações sugerem a existência de erro


na coleta ou no registro das informações, ou podem refletir a realidade as-

sistencial destes estados. Neste ponto, a análise deve transcender ao cálculo

estatístico e incorporar dados da natureza política e sócio-demográfica que,

juntamente com o fato destes estados apresentarem um número significati-

vamente alto de perda de registros do índice de Apgar no 5º minuto (Alagoas

34,2%, Piauí 31,8% - Figura 4), nos faz acreditar que estes resultados se-

jam, em maior parte, secundários a erros de preenchimento (NUNES et al.,

2001).

Assumindo a possibilidade de ter havido erro no registro das in-

formações, montamos novo modelo de regressão linear com a exclusão des-

tes dois estados. Neste caso, observamos R² maior (0,6582, p<0,001, Figura

7) em relação ao encontrado no modelo sem as exclusões. O modelo mate-

mático que melhor enfatiza esta relação é o que utiliza o inverso da preva-

lência do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto (1/prevalência do grau de

Apgar inferior a 7 no 5° minuto – Figura 8), com a exclusão dos dois estados

que mostraram a prevalência do desfecho desfavorável discrepante. Neste

modelo encontrou-se R² de 0,7437 (p<0,001), indicando que 74% da varia-

ção observada no inverso do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto é atri-

buível à variação entre as predições baseadas nos valores do IDH-M. A

correlação entre as variáveis é alta e a maioria dos pontos se aproxima da

reta de regressão, mostrando que há relação diretamente proporcional entre

elas. Os estados com piores resultados do IDH-M também apresentam as

menores taxas do inverso do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto.

Tanto a análise bivariada quanto a análise multivariada mostram

diferenças nas taxas de asfixia perinatal nas diferentes regiões do país. As


regiões foram comparadas com a região sudeste como categoria de referên-

cia, por ter havido nesta região o maior número de nascimentos em 1999. A

região com o pior resultado (nordeste, OR 1,67, IC 1,61-1,73, Tabela 13)

apresentou freqüência de asfixia perinatal de 3,2% (Tabela 12 e Figura 24),

valor mais de 2 vezes superior à região de melhor resultado (sul, OR 0,90,

IC 0,86-0,94 – Tabela 13 – prevalência 1,5% - Tabela 12 e Figura 24). A re-

gião norte vem em segundo lugar em relação aos resultados desfavoráveis

(prevalência de 3,0% - Tabela 12 e Figura 24 – OR 1,47, IC 1,39-1,56 – Ta-

bela 13). A região centro-oeste se compara à região sudeste (prevalência do

resultado desfavorável de 1,7%, Tabela 12 e Figura 24), ambas com resulta-

dos melhores que a média do Brasil (2,1%, Figura 5).

Estes resultados estão de acordo com a noção de que a ocorrên-

cia de recém-nascidos deprimidos está relacionada com a qualidade da as-

sistência prestada e as condições gerais de saúde da gestante e do feto. A

prevalência do desfecho desfavorável mostra nítida relação com o nível so-

cioeconômico, condições de saúde e características culturais da população

avaliados pelo IDH-M. Mostra também relação com as regiões geográficas do

país, o que parece representar reflexo das condições de vida em cada região.

Estas diferenças tornam-se ainda mais evidentes quando compa-

ramos a prevalência do grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto do Brasil12

com países desenvolvidos. Moster et al. (2001), na Noruega13, estudaram

12 O Brasil está classificado em 73° lugar em comparação com os outros países através do IDH aferido em 2000 (0,757 - PNUD, 2002b).

13 A Noruega ocupa o 1° lugar mundial na classificação pelo IDH (0,942


todos os 233.165 nascimentos de fetos pesando 2500g ou mais entre 1983

e 1987. Encontraram prevalência de recém-nascidos com grau de Apgar

inferior a 7 no 5° minuto de 0,7%. A prevalência do desfecho desfavorável

nessa faixa de peso encontrado no nosso grupo de estudo é de 1,5%, 2,1

vezes superior à observada na Noruega. Em outro estudo de base popula-

cional realizado na Suécia14 com todos os 1.028.705 nascimentos de crian-

ças com peso igual ou superior a 2500g entre 1988 e 1997, a prevalência de

recém-nascidos asfíxicos, definidos como grau de Apgar inferior a 7 no 5°

minuto, foi de 0,76% (THORNGREN-JERNECK; HERBST, 2001).

A escolaridade é um indicador das condições sociais, econômicas

e culturais e é utilizada com freqüência em estudos epidemiológicos. Está

relacionada a comportamentos importantes para a saúde e é um dado que

pode ser obtido com facilidade. O acesso e o correto entendimento das ações

preventivas, tais como a assistência pré-natal, aleitamento materno e pro-

gramas de imunizações, são, em geral, profundamente influenciados pelos

anos de estudo (SILVA et al., 1997).

A proporção da população com menos de quatro anos de estudo é

alta em todos os estados do Brasil. As maiores proporções estão no nordeste

e no norte, e as menores nos estados do sul e sudeste. No nordeste, a baixa

escolaridade é 53,3% maior que no país como um todo. Praticamente 1/3

da população brasileira ainda permanece com menos de 4 anos de estudo,

- PNUD, 2002b). 14 A Suécia ocupa o 2° lugar na classificação pelo IDH (0,941).


embora quando se compara com o início da década de 90, esta proporção

mostra 16,1% de redução (NUNES et al., 2001).

A escolaridade está fortemente associada à renda familiar e à

presença de marido ou companheiro (TOMASI et al., 1996). Parece haver,

também, relação significativa entre a baixa escolaridade e outros indicado-

res de saúde, como, por exemplo, a presença de enteroparasitoses nas ges-

tantes (SOUZA et al., 2002). Analisando o perfil de nascimentos por bairros

no município do Rio de Janeiro, utilizando-se dos dados do SINASC, d’Orsi

e Carvalho (1998) observaram que as proporções de nascidos vivos com ín-

dice de Apgar alto, de operações cesarianas, de mães com escolaridade aci-

ma do segundo grau e de mães adolescentes apresentam padrão de

distribuição espacial bem definida pelos bairros da cidade, havendo coinci-

dência de baixos valores de Apgar com os indicadores de pobreza. Estes

autores concluem que o índice de Apgar baixo reflete assistência menos a-

dequada ao parto associada à baixa escolaridade e ao baixo padrão socioe-

conômico.

Neste contexto, nossos resultados, que demonstram maior pro-

porção de asfixia perinatal entre crianças cujas mães não tiveram instrução

alguma em comparação com as que estudaram mais de 7 anos (RR 2,51, IC

2,44-2,59, Tabela 11), são plenamente justificáveis. Este risco mostrou-se

menos intenso nas que estudaram entre 1 e 7 anos (RR 1,57, IC 1,54-1,60,

Tabela 11). Também é compreensível a atenuação dos valores dos riscos

quando observamos a análise multivariada (OR 1,54, IC 1,44-1,64 para

mães sem instrução e OR 1,25, IC 1,21-1,29 para mães com 1 a 7 anos de

estudo, Tabela 13), já que esta análise tem o controle de outras variáveis


que podem estar associadas a padrões socioeconômicos desfavoráveis como,

por exemplo, a prematuridade e o peso ao nascer, a cor, a região de nasci-

mento e o número de consultas pré-natais.

Uma das variáveis menos utilizadas nos estudos sobre diferenci-

ais em saúde no Brasil é a raça ou a etnia. Esta variável, entretanto, apa-

renta ter alta relevância em um país como o nosso, onde vemos nítidas

diferenças nas condições de vida relacionadas à origem étnica (CUNHA,

2001).

A avaliação de indicadores socioeconômicos e de saúde distri-

buídos por raça ou cor no Brasil é outra forma de se dimensionar as desi-

gualdades. A Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílio de 2001 (PNAD,

IBGE, 2002) demonstra que a sociedade brasileira é multirracial e que os

afrodescendentes (pessoas pretas e pardas) constituem quase a metade da

população do Brasil (Figura 25). A sociedade brasileira, no entanto, não pa-

rece estar oferecendo condições de vida e de bem estar equilibradas aos di-

versos grupos étnicos que a compõem. Há grande diferença entre as

condições econômicas e sociais vividas pelos grupos de brancos e afrodes-

cendentes, que se expressam em diferentes indicadores observados na

PNAD (Tabela 14).


Branca53,4%

Afrodes-cendentes46,0%

Outras0,6%

Figura 25 - Distribuição da população residente por cor ou raça – Brasil, 2001. (Fonte: PNAD, IBGE, 2002)

Tabela 14 – Distribuição de alguns indicadores sociais, econômicos e culturais por raça ou cor – Brasil, 2001.

Indicadores Afrodescendentes Brancos

Desemprego (em percentagem da popula-ção economicamente ativa)

10,7% 8,3%

Renda familiar per capita mensal em reais de janeiro de 2002

205,00 482,00

Proporção de pobres e indigentes 68,6% 30,8%

Trabalho infantil: crianças de 5 a 9 anos que trabalham

3,3% 1,8%

Taxa de analfabetismo em pessoas de 15 anos ou mais

18,2% 7,7%

Percentagem da população de 25 anos ou mais com curso superior completo

2,5% 10,2%

Percentagem de pessoas vivendo em domicílios com esgoto inadequado

48,4% 26,3%

Percentagem de pessoas vivendo em domicílios que têm microcomputador

5,0% 18,6%

(Fonte: PNAD, IBGE, 2002)


Cunha (2001), associando dados das DN com dados das declara-

ções de óbitos em São Paulo, analisou casuística expressiva de 41.621 óbi-

tos em crianças com menos de 1 ano de idade ocorridos em 1997 e 1998.

Os afrodescendentes apresentavam maior proporção de partos vaginais,

mães sem instrução ou com baixa instrução, índices de Apgar no 1° minuto

baixos, baixo peso ao nascer, multiparidade, óbitos de crianças sem assis-

tência médica e óbitos infantis por causas evitáveis.

Diferenças nas taxas de mortalidade em relação à etnia também

podem ser encontradas em outros países. Em um estudo com todas as

29.469 mortes fetais ocorridas nos Estados Unidos da América nos anos de

1995 a 1997, utilizando dados de registros de nascimentos e óbitos daquele

país, Vintzileos et al. (2002) encontraram maiores taxas de mortalidade para

os afrodescendentes, independentemente de suas mães terem ou não fre-

qüentado consultas pré-natais. Em outro estudo com a observação de

18.339 mortes neonatais, resultados semelhantes em relação à etnia foram

encontrados (VINTZILEOS et al., 2002).

Quanto ao registro da cor do recém-nascido na DN, em função da

observação do procedimento nos diversos serviços em que trabalhamos,

somos da opinião de que este dado é colhido, na maior parte das vezes, a-

través da observação das características da mãe, e não do recém-nascido.

Entretanto, verificamos que a proporção de referência à cor branca no total

das DN do Brasil em 1999 (55,3%, Apêndice A) é próxima à observada pela

PNAD de 2001 (53,4%, Figura 25).

Em nosso trabalho, a análise bivariada demonstra risco maior de

asfixia perinatal para a raça não branca (RR 1,54, IC 1,52 - 1,57, Tabela


10). A análise multivariada demonstra risco ainda significativo, porém de

menor magnitude que o encontrado na análise bivariada (OR 1,11, IC 1,08 –

1,15, Tabela 13). Esta diferença no risco observada entre a análise bivaria-

da e a multivariada pode ser explicada pelo controle, na análise multivaria-

da, de outras variáveis que apresentam forte associação com as condições

socioeconômicas. No entanto, mesmo depois de controlados os fatores de

confusão disponíveis, o risco maior para a cor não branca persiste, demons-

trando que outros elementos não ponderados podem estar influindo nesses

resultados.

A assistência à mulher no momento do parto no Brasil é, em sua

maior parte, hospitalar, com diferentes percentuais para cada região (Tabela

15). Estas diferenças refletem a diversidade de condições de acesso e orga-

nização dos serviços em cada região. Na região norte ocorre a maior parte

dos partos domiciliares, o que demonstra a insuficiência da rede de serviços

de saúde e a dificuldade de acesso que, em grande parte das vezes, é feito

através da via fluvial (ÁREA TÉCNICA DA SAÚDE DA MULHER DO MS,

2001).

Tabela 15 – Distribuição dos partos hospitalares pelas diferentes regiões do Brasil em 1996

Região Parto hospitalar (%)

Norte 81,9 Nordeste 83,4 Sudeste 95,1 Centro-oeste 97,1 Sul 97,1

(Fonte: ÁREA TÉCNICA DA SAÚDE DA MULHER DO MS, 2001)


No que diz respeito ao local de ocorrência, verificamos que 1,2%

dos partos são domiciliares. Entretanto, é provável que parte significativa

dos partos domiciliares ocorridos no Brasil não seja notificada. Observamos

também que 1,9% dos partos ocorreram em estabelecimentos de saúde não

hospitalares (Apêndice C). Após aplicarmos os critérios de exclusão, o nú-

mero de partos em estabelecimentos de saúde não hospitalares disponíveis

para análise decresceu de 60.319 para 42.942 e o número de partos domici-

liares de 6.969 para 3.633 (Apêndice C e Tabela 9). A maior parte dessa re-

dução se deu pelo não preenchimento do grau de Apgar, provavelmente por

não ter sido aferido. Os casos remanescentes para estudo tiveram a variável

de desfecho anotada.

O risco de asfixia para o recém-nascido é superior para os nas-

cimentos fora do ambiente hospitalar, seja em estabelecimento de saúde,

seja no domicílio da mãe (OR 1,34, IC 1,03 – 1,75 e OR 1,71, IC 1,54 – 1,89

respectivamente, Tabela 13), com maior risco para os partos domiciliares.

Esta diferença provavelmente ocorre devido a dois fatores: ausência de ins-

talações adequadas para o acompanhamento da parturiente e do recém-

nascido assim como a assistência por pessoal menos qualificado tecnica-

mente.

Analisando os partos não institucionais ocorridos entre 1984 e

1986 em Linares, Chile, Skarmeta et al. (1987) observaram que as causas

para os partos domiciliares foram a ocorrência de “parto iminente”, o “de-

sinteresse materno” pelo parto hospitalar e a dificuldade de acesso ao hos-

pital. Em estudo qualitativo com 105 mulheres de vários estratos

socioeconômicos que decidiram ter seus filhos em casa em Bogotá, Colôm-


bia, Villegas (2001) observou que entre os fatores condicionantes do parto

domiciliar se destacam a segurança psicológica e o bem estar que propor-

ciona sua residência, o medo e a desconfiança em relação aos médicos e aos

hospitais, as deficiências dos serviços de atenção ao parto e a falta de aces-

so ao serviço de saúde. Esta autora identificou 4 tendências nos discursos

das mulheres entrevistadas: resistência ao modelo médico ocidental, reivin-

dicação de seus direitos sexuais e reprodutivos, ineqüidade no acesso aos

serviços de saúde e busca de segurança e bem-estar no parto.

Os resultados gestacionais dos partos domiciliares são controver-

sos. Comparando 6.133 partos domiciliares planejados com 10.593 partos

hospitalares no estado de Washington, nos Estados Unidos da América,

entre 1989 e 1996, Pang et al. (2002) encontraram, no primeiro grupo, mai-

or risco de morte neonatal (RR 1,99, IC 1,06 – 3,73) e de grau de Apgar infe-

rior a 4 no 5° minuto de vida (RR 2,31, IC 1,29 – 4,16). Metanálise de 6

estudos observacionais sobre partos domiciliares planejados com suporte de

hospitais de referência bem equipados (OLSEN, 1997) constatou menor fre-

qüência de índice de Apgar baixo (OR 0,55, IC 0,41 – 0,74) e lacerações pe-

rineais severas (OR 0,67, IC 0,54 – 0,83) nos partos domiciliares, além de

menos intervenções médicas. A mortalidade perinatal não diferiu nos dois

grupos. Este autor observa, no entanto, que algumas diferenças podem ser

conseqüentes à tendenciosidade: o grupo de mulheres que tiveram seus

partos domiciliares não apresenta complicações durante a gravidez ou tra-

balho de parto que indiquem internação hospitalar.

Nossos achados de maior risco para o recém-nascido diferem dos

de Olsen (1997) provavelmente porque a maior parte dos partos domiciliares


no Brasil não ocorre com planejamento prévio e dentro de condições de se-

gurança ideais. A maioria dessas mulheres vive em área rural ou de difícil

acesso, com assistência precária (ÁREA TÉCNICA DA SAÚDE DA MULHER

DO MS, 2001). Em estudo de revisão sobre a segurança do parto não hospi-

talar em nações industrializadas, Scotland e Declercq (2002) concluem que,

em geral, os partos fora do ambiente hospitalar demonstram mortalidade

perinatal comparável com os partos hospitalares de gestantes de baixo ris-

co, e implicam em menos intervenções obstétricas. Observam, no entanto,

que há evidências de resultados piores quando o treinamento técnico de

quem está prestando assistência é inadequado e quando a triagem das can-

didatas ao parto domiciliar é inapropriada.

A importância da assistência pré-natal está em melhorar o resul-

tado perinatal e reduzir as taxas de morbidade e mortalidade tanto mater-

nas quanto perinatais. Se a gestante não for adequadamente acompanhada,

principalmente quando existe a superposição de processos mórbidos, há o

aumento do risco para ambos (VINTZILEOS et al., 2002).

O Programa de Humanização do Pré-natal e Nascimento do Mi-

nistério da Saúde preconiza, dentre outras medidas, que as gestantes de-

vem freqüentar no mínimo 6 consultas pré-natais. Devem, também,

começar o acompanhamento até a 14ª semana de gestação e ter suas con-

sultas distribuídas no mínimo uma vez no 1° trimestre, duas no 2° trimes-

tre e três no 3° trimestre (ÁREA TÉCNICA DA SAÚDE DA MULHER DO MS,

2000).

Mesmo a observação destas recomendações, no entanto, não ga-

rante assistência adequada. Santos et al. (2000), em estudo de coorte reali-


zado em Pelotas (RS) em 1993, constataram que, apesar da cobertura pré-

natal abrangente, persistiam desigualdades nos cuidados oferecidos às grá-

vidas. As pacientes de maior risco apresentavam maior proporção de aten-

ção inadequada ou de qualidade intermediária, quando comparadas com as

grávidas consideradas de menor risco obstétrico.

Resultado concordante é relatado por Costa et al. (1996) que es-

tudaram 1.364 crianças em 1993 em Pelotas (RS). Estes autores referem

que, ao estratificarem os indicadores de cuidados pré-natais pelas variáveis

socioeconômicas, quanto pior o nível de renda e maior o escore de fatores

de risco gestacional, mais baixo o desempenho da assistência à saúde.

Conforme já mencionado, Trevisan et al. (2002), em análise mul-

tivariada de 702 partos ocorridos no Hospital Geral de Caxias do Sul entre

março de 2000 e março de 2001, observaram que tanto a escolaridade

quanto a paridade materna mostraram-se como fortes determinantes da

adequação do pré-natal. Quanto maior a escolaridade da gestante, mais

precoce foi a busca pela assistência e maior o número de consultas realiza-

das. Quanto maior a paridade, menor o número de consultas e mais tardio

o início do acompanhamento.

No Brasil, graves problemas existem na assistência pré-natal.

Dentre eles, podemos citar a “alta” recebida no momento mais crítico da

assistência, ao redor do oitavo mês, época em que se agravam doenças co-

mo pré-eclâmpsia ou diabete melito. Também é preocupante a falha na de-

tecção destas doenças e de outros fatores de risco gestacional (ÁREA

TÉCNICA DA SAÚDE DA MULHER DO MS, 2001).


Apesar de não termos como avaliar a qualidade do pré-natal com

os dados disponíveis no SINASC, pudemos analisar a influência do número

de consultas na asfixia perinatal e concluir que a assistência com baixa fre-

qüência de consultas se associa a maior probabilidade do desfecho desfavo-

rável. O risco relativo de asfixia nos casos em que a mãe não teve

assistência pré-natal foi de 2,51 (IC 2,44 – 2,59, Tabela 11) em comparação

com as mães que freqüentaram mais de 6 consultas. Este risco se mostrou

menor na análise multivariada (OR 1,37, IC 1,29 – 1,45, Tabela 13) o que

pode ser explicado pelo controle por outros fatores relacionados às condi-

ções de vida da gestante. Entre aquelas que tiveram entre 1 e 6 consultas, o

risco também se mostrou elevado (RR 1,57, IC 1,54 – 1,60 na análise biva-

riada e OR 1,32, IC 1,28 – 1,37 na análise multivariada, Tabelas 11 e 13).

Pacientes com maior número de consultas apresentam melhor

evolução perinatal. Isto pode ser devido à auto-seleção de pacientes motiva-

das a melhores cuidados gerais de saúde, já que as gestantes sem assistên-

cia pré-natal geralmente provêm de grupos menos favorecidos (JOHNSON et

al., 1999). Nos Estados Unidos, o Centers for Disease Control and Preven-

tion avaliou os motivos de gestantes iniciarem tardiamente ou não recebe-

rem assistência pré-natal. As razões para os cuidados inadequados

variavam por grupo social e étnico, idade e método de pagamento da assis-

tência. As alegações mais comuns foram: desconhecimento da gravidez, fal-

ta de dinheiro ou de seguro saúde e dificuldade para agendar consultas

(CUNNINGHAM et al., 2001f). É provável que estas causas se repitam no

Brasil, associadas à dificuldade de acesso por ambulatórios lotados ou dis-

tantes.


O estado marital materno só pôde ser avaliado através da análise

bivariada devido ao grande número de registros sem este dado (61,4% de-

pois de aplicados os critérios de exclusão, Tabela 6). Este campo não cons-

tava na DN antiga. Observamos que as mães solteiras apresentaram risco

maior de terem filhos asfíxicos (RR 1,20, IC 1,17 – 1,24). A prevalência do

índice de Apgar inferior a 7 no 5° minuto não diferiu nas mulheres que vi-

vem maritalmente (casadas ou com companheiro) e nas que já viveram ma-

ritalmente (separadas e viúvas), motivo pelo qual estudamos estes dois

grupos em conjunto. O maior risco de asfixia perinatal nas mulheres sem

menção de companheiro provavelmente está associado às piores condições

culturais e econômicas neste grupo. A renda familiar tem se mostrado for-

temente associada com a escolaridade e com a presença de marido ou com-

panheiro (TOMASI et al., 1996).

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil – Conclusões e ponderações finais 116

Conclusões e

ponderações finais


Da análise dos nossos resultados pudemos concluir que:

1. A prevalência de asfixia perinatal no Brasil, avalia-

da pelo grau de Apgar inferior a 7 no 5° minuto, é

elevada (2,1%).

2. Existem significativas diferenças regionais em rela-

ção à prevalência de asfixia perinatal, sendo melho-

res resultados os da região sul e piores os das

regiões nordeste e norte.

3. Os estados com os maiores índices de desenvolvi-

mento humano apresentaram os melhores resulta-

dos no que tange à asfixia perinatal.

4. Os fatores socioeconômicos associados à asfixia pe-

rinatal foram: parto domiciliar ou em estabeleci-


mentos de saúde não hospitalares, baixa escolari-

dade, pré-natal inadequado, cor não branca e mães

solteiras.

5. Os fatores biológicos associados à asfixia perinatal

foram: peso do recém-nascido (baixo peso ou ma-

crossomia), anomalias congênitas, idade gestacional

(prematuridade ou gravidez prolongada), sexo mas-

culino, idade materna acima de 35 anos e história

de natimorto em gestação anterior.

6. O parto transpélvico e a história de mais de dois fi-

lhos vivos são condições de risco apenas pelos fato-

res associados que, quando controlados, fazem com

que estas condições figurem como protetoras da as-

fixia perinatal.

7. A gravidez na adolescência e a prenhez gemelar são

fatores de risco de asfixia perinatal em função dos

fatores associados, em especial a prematuridade no

caso da prenhez múltipla e as condições socioeco-

nômicas no caso da gravidez na adolescência.

*****

Os fatores envolvidos na asfixia perinatal são complexos e múlti-

plos. Há uma intensa interação, modelando e modificando as respostas de

cada um. Este trabalho exibiu uma intrincada associação das condições

sociais, econômicas e educacionais, com as características da gravidez, do


parto e do recém-nascido. O desfecho gestacional favorável parece depender

de uma corrente de elementos onde todos os elos devem ser fortes e ínte-

gros.

Os recém-nascidos com menores chances de sofrer asfixia peri-

natal no Brasil devem ser maduros, com peso adequado, sem anomalias

congênitas, do sexo feminino, nascidos em hospital, de parto vaginal, com

mães de boa condição social, econômica e cultural, que freqüentaram mais

de seis consultas pré-natais, e que já tenham tido pelo menos mais um filho

vivo anteriormente. Há também indícios de que a adequada assistência obs-

tétrica e os maiores cuidados da gestante com ela mesma contribuam para

minimizar o risco de asfixia.

Em nosso entendimento, o sucesso no processo reprodutivo se

equilibra sobre um suporte tridimensional formado pela dimensão social

(condição social, econômica, educacional e cultural da gestante), pela di-

mensão do sistema de saúde (prevenção, assistência, ações de saúde) e pela

dimensão biológica (características pessoais, hereditárias, enfermidades

etc.). As condições individuais associadas às condições de assistência à sa-

úde e ao parto são moduladas pela dimensão social.

As desigualdades no âmbito da saúde devem ser enfrentadas não

apenas através do compromisso com a transformação político-social e a

maior eqüidade econômica. É necessária também a definição de estratégias

de redução das desigualdades através de medidas preventivas, educativas e

de melhora do sistema de saúde.

Além da dimensão social, de correção difícil e lenta, a qualidade

da assistência é um dos elos fracos nessa corrente. É necessário facilitar o


acesso da gestante a cuidados de boa qualidade, tanto no acompanhamento

dos processos fisiológicos quanto na prevenção e tratamento das doenças. A

boa qualidade assistencial não se faz apenas com melhores condições mate-

riais das unidades de saúde, mas, principalmente, com melhores profissio-

nais. É essencial que haja forte investimento na formação, capacitação,

atualização e disponibilização de profissionais qualificados na área da saú-

de perinatal.

Por outro lado, não basta melhorar as condições assistenciais e

profissionais se o indivíduo que as recebe não for capaz de compreender as

informações, não estiver motivado a cuidar de sua saúde ou não possuir

meios para custear os gastos necessários, a começar pela própria alimenta-

ção e higiene. O melhor mecanismo para alterar este cenário é a educação.

Elevando-se o nível educacional e cultural, criam-se os meios para que o

indivíduo melhore suas condições de subsistência e passe a entender me-

lhor a si próprio e o mundo em sua volta.

Também não basta melhorar a condição educacional e assisten-

cial se o profissional não for capaz de detectar os fatores de risco, diagnosti-

car os possíveis desvios do fisiológico, encaminhar, quando necessário, os

casos para atendimento especializado e, principalmente, compreender a

pessoa com quem interage. Compreender a cultura e o indivíduo, a lingua-

gem e os sinais. É necessária a percepção mútua: a gestante deve entender

e poder seguir as recomendações sobre sua saúde, os profissionais devem

compreender a gestante. Deve ser estabelecida uma relação segura e hu-

manizada.


Com melhores condições materiais e de assistência, melhor ca-

pacitação profissional, maior eqüidade econômica e de saúde e maior nível

educacional, podemos vislumbrar uma real melhora nas condições de nas-

cimento no nosso país.

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil – Referências bibliográficas 122

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Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil – Apêndices 139

Apêndices


Apêndice A

Características da população: distribuição dos nascidos vivos segundo as variáveis referentes aos recém-nascidos, antes de


Variável

Número de registros

preenchidos %



Idade gestacional 3.228.725 22 a 27 semanas 13.076 0,4 28 a 36 semanas 181.552 5,6 37 a 41 semanas 2.688.850 83,3

≥42 287.584 8,9 Ignorada 57.663 1,8

Peso ao nascimento 3.204.997 0-999g 9.744 7,7

1000-1499 19.537 0,6 1500-1999 44.646 1,4 2000-2499 171.541 5,4

2500-3999g 2.770.667 86,4 ≥4000g 188.832 5,9

Ignorado 30 0,0 Cor 2.336.181

Branca 1.292.989 55,3 Não branca 1.043.192 44,7

Sexo 3.256.433 Masculino 1.668.602 51,2 Feminino 1.581.076 48,6 Ignorado 6.755 0,2

Anomalias congênitas 3.256.433 Sim 5.677 0,2 Não 3.250.756 99,8


Apêndice B

Características da população: distribuição dos nascidos vivos segundo as variáveis referentes às mães, antes de aplicados

os critérios de exclusão.

Variável


preenchidos %

Idade materna 3.210.368 10 a 19 754.160 23,5 20 a 34 2.188.254 68,2

35 e mais 267.954 8,3 Número de anos de estudo 2.301.997

Nenhum 130.642 5,7 1 a 7 anos 1.349.561 58,6 8 e mais 690.457 30,0

Ignorados 131.337 5,7 Número de consultas pré-natais 3.172.417

Nenhuma 173.180 5,5 1 a 6 1.295.996 40,9

7 ou mais 1.510.040 47,6 Ignoradas 193.201 6,1

Estado marital 1.572.451 Solteira 427.279 27,2

Já viveu maritalmente 14.248 0,9 Vive maritalmente 751.378 47,8

Ignorado 379.546 24,1 Quantidade de filhos vivos tidos anteriormente 2.855.159

Nenhum 931.975 32,6 1 917.442 32,1 2 558.290 19,6

Superior a 2 447.452 15,7 Filhos mortos tidos anteriormente 2.465.305

Nenhum 2.126.374 86,3 1 ou mais 338.931 13,7


Apêndice C

Características da população: distribuição dos nascidos vivos segundo as variáveis referentes à gravidez e ao parto, antes

de aplicados os critérios de exclusão.

Variável


preenchidos %

Gravidez única ou gemelar 3.245.729 Única 3.178.085 97,9

Gemelar 58.510 1,8 Ignorado 9.134 0,3

Via do parto 3.244.940 Vaginal 2.026.461 62,4 Cesáreo 1.201.500 37,0 Ignorado 16.979 0,5

Local de nascimento 3.256.338 Hospital 3.149.412 96,7

Outros estabelecimentos de saúde 60.319 1,9 Domicílio 39.638 1,2 Ignorado 6.969 0,2

Região 3.256.433 Norte 285.229 8,8

Nordeste 915.528 28,1 Sudeste 1.351.192 41,5

Sul 470.326 14,4 Centro-oeste 234.158 7,2

Flavio Monteiro de Souza Asfixia perinatal no Brasil – Anexos 143

Anexos


Anexo A

Declaração de nascido vivo antiga – em vigor de 1995 a 1999

5


Anexo B

Declaração de nascido vivo nova – em vigor a partir de 1999


Anexo C

Índice municipal de desenvolvimento humano (IDH-M) divulgado pelo Programa das Nações Unidas para o Desenvolvimento – PNUD –

em 2002. Tabulação por estados do Brasil no ano de 2000.

A primeira tabela exprime o IDH-M total. As tabelas 2, 3 e 4 mos-

tram a variação dos itens que participam do cálculo do IDH-M (educação,

renda e expectativa de vida).

Fonte: Programa das Nações Unidas para o Desenvolvimento –

PNUD, 2002. Disponível em <http://www.undp.org.br/IDHM-

BR%20Atlas%20Webpage/Textos_IDH/var_idh_ufs.xls>. Último acesso em

02/01/2003.

Tabela 1 – Índice Municipal De Desenvolvimento Huma no (IDH-M)

Ranking 2000 Distância p/ o melhor Distância p/ o pior

Distrito Federal 0,844 0,000 0,212 São Paulo 0,814 -0,030 0,182 Rio Grande do Sul 0,809 -0,035 0,177 Santa Catarina 0,806 -0,039 0,173 Rio de Janeiro 0,802 -0,042 0,170 Paraná 0,786 -0,058 0,153 Goiás 0,770 -0,075 0,137 Mato Grosso do Sul 0,769 -0,076 0,136 Mato Grosso 0,767 -0,077 0,134 Espírito Santo 0,767 -0,078 0,134 Minas Gerais 0,766 -0,079 0,133 Amapá 0,751 -0,093 0,119 Roraima 0,749 -0,096 0,116 Rondonia 0,729 -0,115 0,096 Tocantins 0,721 -0,124 0,088 Pará 0,720 -0,124 0,088 Amazonas 0,717 -0,127 0,084 Rio Grande do Norte 0,702 -0,143 0,069 Ceará 0,699 -0,146 0,066 Bahia 0,693 -0,151 0,061 Acre 0,692 -0,152 0,060 Pernambuco 0,692 -0,153 0,059 Sergipe 0,687 -0,157 0,055 Paraíba 0,678 -0,167 0,045 Piauí 0,673 -0,171 0,041 Maranhão 0,647 -0,198 0,014 Alagoas 0,633 -0,212 0,000


Tabela 2 – IDHM-Educação (Acesso ao conhecimento)


Distrito Federal 0,935 0,000 0,232 Santa Catarina 0,906 -0,030 0,202 Rio Grande do Sul 0,904 -0,031 0,201 Rio de Janeiro 0,902 -0,034 0,198 São Paulo 0,901 -0,034 0,198 Amapá 0,881 -0,055 0,177 Paraná 0,879 -0,056 0,176 Goiás 0,866 -0,069 0,163 Roraima 0,865 -0,071 0,161 Mato Grosso do Sul 0,864 -0,071 0,161 Mato Grosso 0,860 -0,075 0,157 Espírito Santo 0,855 -0,081 0,151 Minas Gerais 0,850 -0,085 0,147 Rondonia 0,832 -0,103 0,129 Tocantins 0,827 -0,109 0,123 Pará 0,815 -0,121 0,111 Amazonas 0,813 -0,122 0,110 Bahia 0,785 -0,151 0,081 Rio Grande do Norte 0,779 -0,156 0,076 Ceará 0,772 -0,163 0,069 Sergipe 0,771 -0,165 0,067 Pernambuco 0,768 -0,167 0,065 Acre 0,757 -0,178 0,054 Maranhão 0,738 -0,197 0,035 Paraíba 0,737 -0,199 0,033 Piauí 0,730 -0,205 0,027 Alagoas 0,703 -0,232 0,000


Tabela 3 – IDHM-Renda (Acesso a recursos monetários )


Distrito Federal 0,842 0,000 0,284 São Paulo 0,790 -0,052 0,232 Rio de Janeiro 0,779 -0,063 0,221 Rio Grande do Sul 0,755 -0,087 0,197 Santa Catarina 0,750 -0,092 0,192 Paraná 0,736 -0,106 0,178 Mato Grosso 0,719 -0,123 0,161 Espírito Santo 0,719 -0,123 0,161 Mato Grosso do Sul 0,718 -0,124 0,160 Goiás 0,718 -0,124 0,160 Minas Gerais 0,711 -0,131 0,154 Rondonia 0,683 -0,159 0,125 Roraima 0,682 -0,160 0,124 Amapá 0,666 -0,176 0,108 Pernambuco 0,643 -0,199 0,085 Acre 0,640 -0,202 0,083 Rio Grande do Norte 0,636 -0,206 0,078 Amazonas 0,634 -0,208 0,076 Tocantins 0,633 -0,209 0,075 Pará 0,629 -0,213 0,071 Sergipe 0,623 -0,219 0,066 Bahia 0,620 -0,222 0,062 Ceará 0,616 -0,226 0,058 Paraíba 0,610 -0,232 0,052 Alagoas 0,597 -0,245 0,040 Piauí 0,584 -0,258 0,026 Maranhão 0,558 -0,284 0,000


Tabela 4 – IDHM-Longevidade (Saúde e sobrevivência)


Rio Grande do Sul 0,769 0,000 0,172 Santa Catarina 0,762 -0,008 0,164 Distrito Federal 0,756 -0,013 0,159 São Paulo 0,753 -0,017 0,156 Paraná 0,743 -0,027 0,146 Minas Gerais 0,736 -0,033 0,139 Rio de Janeiro 0,727 -0,043 0,129 Espírito Santo 0,726 -0,043 0,129 Goiás 0,726 -0,044 0,128 Mato Grosso do Sul 0,724 -0,045 0,127 Mato Grosso 0,722 -0,047 0,125 Pará 0,718 -0,051 0,121 Ceará 0,709 -0,061 0,111 Amapá 0,707 -0,062 0,110 Piauí 0,706 -0,064 0,108 Amazonas 0,704 -0,065 0,107 Tocantins 0,703 -0,066 0,106 Roraima 0,699 -0,070 0,102 Rio Grande do Norte 0,690 -0,079 0,093 Paraíba 0,687 -0,082 0,090 Acre 0,679 -0,090 0,082 Bahia 0,675 -0,094 0,078 Rondonia 0,672 -0,098 0,074 Sergipe 0,668 -0,101 0,071 Pernambuco 0,663 -0,106 0,066 Maranhão 0,644 -0,126 0,047 Alagoas 0,597 -0,172 0,000

fatores associados À asfixia perinatal no brasilteses.icict.fiocruz.br/pdf/souzafmd.pdf · À...

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