DISSERTAÇÃO DE MESTRADO REGINA CARDOSO

UNIVERSIDADE FEDERAL DO RIO DE JANEIRO

CENTRO DE CIÊNCIAS DA SAÚDE

INSTITUTO DE ESTUDOS EM SAÚDE COLETIVA

AUTOR: REGINA COELI AZEREDO CARDO SO

MORTALIDADE EM UM ANO DE RECÉM-NASCIDOS DE MUITO B AIXO PESO ASSISTIDOS POR UMA UNIDADE NEONATAL NO RIO DE JA NEIRO

RIO DE JANEIRO

2010

MORTALIDADE EM UM ANO DE RECÉM-NASCIDOS DE MUITO BA IXO PESO

ASSISTIDOS POR UMA UNIDADE NEONATAL NO RIO DE JANEI RO

Dissertação apresentada ao Programa de

Pós-Graduação do Instituto de Saúde Coletiva

da Universidade Federal do Rio de Janeiro

como parte dos requisitos para a obtenção do

Título de Mestre em Saúde Coletiva

AUTOR: REGINA COELI AZEREDO CARDOSO

ORIENTADORA: PROFESSORA CLAUDIA MEDINA COELI

RIO DE JANEIRO

2010

MORTALIDADE EM UM ANO DE RECÉM-NASCIDOS DE MUITO BA IXO PESO

ASSISTIDOS POR UMA UNIDADE NEONATAL NO RIO DE JANEI RO

Autor:Regina Coeli Azeredo Cardoso

Dissertação apresentada ao Programa de Pós-Graduação

do Instituto de Saúde Coletiva

da Universidade Federal do Rio de Janeiro

como parte dos requisitos para a obtenção do

Título de Mestre em Saúde Coletiva

Aprovada em 30 de abril de 2010

__________________________________

Professora Doutora orientadora

Claudia Medina Coeli

IESC- UFRJ

Professora Doutora Kátia Vergetti Bloch

IESC- UFRJ

Professor Doutor Roberto de Andrade Medronho

IESC - UFRJ

Professora Doutora Sandra Costa Fonseca

UFF

Aos meus filhos Aline ,Gustavo

e Mariana, principal razão de minha vida

Agradecimentos

À professora Claudia Medina Coeli por sua importante contribuição

não só como orientadora para a realização do trabalho, como também para a

expansão dos meus conhecimentos na área de métodos computacionais em saúde.

Aos professores Kátia Vergetti Bloch, Roberto de Andrade Medronho

e Sandra Costa Fonseca por terem gentilmente aceito participar da minha banca de

avaliação.

A todos os professores do IESC pelo trabalho e desempenho

durante a realização do curso do mestrado.

A todos os funcionários do IESC pelo apoio e receptividade

À amiga Flavia Oliveira, responsável pela Unidade de Terapia

Intensiva Neonatal e Pediátrica do Hospital Geral de Bonsucesso, pelo apoio e

incentivo, sem os quais não teria sido possível a realização desse trabalho.

À colega e amiga Patrícia Guimarães, responsável pelos bancos de

dados da Unidade de Terapia Intensiva Neonatal e Pediátrica do Hospital Geral de

Bonsucesso, por sua importante ajuda em várias etapas do estudo.

À colega e amiga Daniela Peyneau pelo grande estímulo, apoio e

carinho.

A todos os colegas de trabalho, pela compreensão nas horas em

que precisei.

A todos os colegas do mestrado, especialmente a Claudia Lima, por

dividirmos as Inquietudes.

Aos meus pais falecidos Porfiro e Nice pelo eterno apoio e carinho.

Resumo CARDOSO, Regina Coeli Azeredo. MORTALIDADE EM UM ANO DE RECÉM-NASCIDOS DE MUITO BAIXO PESO ASSISTIDOS POR UMA UNI DADE NEONATAL NO RIO DE JANEIRO, Instituto de Estudos de Saúde Coletiva, Universidade Federal do Rio de Janeiro, Rio de Janeiro, 2010.

A associação entre baixo peso de nascimento e mortalidade infantil

é consistentemente apontada na literatura, mas poucos estudos brasileiros

avaliaram a mortalidade dentro do primeiro ano de vida entre recém-natos de muito

baixo peso. O objetivo do estudo foi a avaliar a mortalidade em um ano após o

nascimento de recém-nascidos de muito baixo peso procedentes de uma Unidade

da Rede Pública do Rio de Janeiro, Brasil, em um período de cinco anos (de 2002 a

2006) (N=796). Trata-se de estudo de coorte não concorrente, empregando o

método linkage probabilístico de registros para a identificação da mortalidade no

período de um ano. Foram calculadas as proporções dos óbitos segundo categorias

de peso e período do óbito, sendo descritas as principais causas básicas dos óbitos

por período de ocorrência. Empregou-se o método de Kaplan-Meier para a

estimativa da probabilidade cumulativa de sobrevida no tempo tanto globalmente

quanto segundo os estratos de cada variável de interesse. A associação entre a

escolaridade materna e a sobrevida dos recém-nascidos foi avaliada por meio de

modelos de risco proporcionais de Cox, ajustando para: cuidado pré-natal, peso ao

nascer, semanas de gestação e sexo do recém-nascido. O estudo incluiu 796

recém-nascidos de muito baixo peso. Destes, 228 (28,6%) morreram antes de

completar um ano de vida, sendo o componente neonatal se 20,2% e o neonatal

precoce de 14,7%. A mortalidade foi mais elevada nas faixas de peso menores,

sendo igual a 71,6% na faixa de 500 a 749g. Entre as causas de óbito, a sepse

predominou em todos os períodos. Recém-nascidos cujas mães tinham 3 ou menos

anos de estudo tiveram risco aproximadamente 2,5 vezes maior de óbito em relação

aqueles cujas mães tinham oito ou mais anos de estudo, mesmo após o ajuste para

potenciais fatores intermediários. Nossos resultados confirmam achados da literatura

evidenciando uma elevada mortalidade entre os recém-nascidos de muito baixo

peso. A baixa escolaridade materna se mostrou preditor independente de óbito na

população de baixa renda por nós estudada.

Palavras-chave: Mortalidade Infantil, Muito Baixo Peso ao nascer, coorte, linkage

probabilístico de registros, Sistemas de Informação em Saúde

Abstract

The association between low birth weight and mortality has been

consistently shown in medical literature, but few Brazilian studies had evaluated very

low birth weight mortality through the first year of life. The Objective of the study was

to evaluate mortality within one year of birth of very low birth weight newborns

assisted by a Public Neonatal Unit in Rio de Janeiro, Brazil, in a five year period

(2002-2006) (N=796). It was a retrospective cohort study that was carried out using

the probabilistic linkage method in order to identify mortality in a one year period.

Death proportions were calculated according to birth weight groups and death period

and the principal basic causes of death were listed according to periods. The Kaplan-

Meier method was used to estimate the overall cumulative survival probability and

the survival probability according to variable of interest through the observation

period. The association between maternal schooling and survival of very low birth

weight newborns was evaluated by means of proportional risk Cox models adjusted

for: antenatal care, birth weight, gestational age and the newborn’s sex. This study

included 796 very low birth weight newborns. Of these newborns, 228 (28,6%) were

dead before one year. Neonatal mortality was 20,2% and early neonatal mortality

was 14,7%. Mortality was higher for the lowest weight group, at 71,6% for the 500 to

749g group. Sepsis was the main cause of all periods. Newborns whose mothers had

three years of schooling or less had a risk of death near to 2,5 times higher then

those whose mothers had eight years of schooling or more, even after adjusting for

the intermediary factors. Our results confirm the literature data, showing a high

mortality among very low birth weight newborns. Low schooling level was an

independent predictor of death for our low economic level population.

Keywords: Infant mortality, very low birth weight, cohort, probabilistic linkage, Health

Information System

Lista de Siglas

AIG: Adequado para a idade gestacional

CID10: Classificação Estatística Internacional de Doenças e Problemas

Relacionados à Saúde

ANS: Agencia Nacional de Saúde

AP: Área Programática

CIUR: Crescimento intrauterino retardado

DN: Declaração de nascido vivo

DUM: Data da última menstruação

GIG: Grande para a idade gestacional

HFB: Hospital Federal de Bonsucesso

IBGE: Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística

IESC: Instituto de Estudos em Saúde Coletiva

KM: Kaplan Meier

LABMECS: Laboratório de Métodos Computacionais em Saúde

MS: Ministério da Saúde

OMS: Organização Mundial de Saúde

PIG: Pequeno para a idade gestacional

RIPSA: Rede Interagencial de Informações para a Saúde

RN: Recém-nascido

RNMBP: Recém-nascido de muito baixo peso

SIM: Sistema de informações sobre Mortalidade

SINASC: Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos

SMS: Secretaria Municipal de Saúde

UFRJ: Universidade Federal do Rio de Janeiro

UI: Unidade Intermediária

UTI: Unidade de Tratamento Intensivo

Sumário

1 Introdução....................................... ...................................................................... 15

1.1 Mortalidade Infantil - Tendências no mundo e no Brasil................................15

1.2 Perfil dos nascidos vivos no Brasil............ ......................................................17

1.3 Nascimento prematuro e de muito baixo peso: mor talidade e morbidade ..20

1.4 Baixo peso ao nascer e posição socioeconômica.. ........................................27

2 Justificativa.................................... ........................................................................30

3. Objetivos....................................... ....................................................................... 32

3.1 Objetivo Geral................................. ....................................................................32

3.2 Objetivos Específicos......................... ............................................................. 32

4 Métodos......................................... ....................................................................... 33

4.1 Desenho do estudo.............................. ..............................................................33

4.2 População Fonte................................ .................................................................33

4.3 Fontes de dados e população do estudo.......... ...............................................34

4.4 Linkage probabilístico.................................... ...................................................36

4.5 Variáveis...................................... ........................................................................41

4.5.1Características maternas...................... ...........................................................41

4.5.2 Características do cuidado................... ..........................................................41

4.5.3 Características dos recém-nascidos........... ..................................................41

4.5.4 Variável de Desfecho......................... .............................................................42

12 4.6 Análise de dados............................... .................................................................43

4.7 Aspectos Éticos ............................... ..................................................................44

5 Referências Bibliográficas da primeira parte..... ................................................46

6 Resultados – segunda parte – Artigo.............. ....................................................56 7 Referências Bibliográficas da segunda parte...... .............................................. 84 8 Anexos........................................... .........................................................................88

13 Apresentação

A mortalidade infantil, por se tratar de importante indicador do

desenvolvimento social, continua no foco das grandes preocupações mundiais. Há

várias décadas, muitas estratégias têm sido colocadas em prática no sentido de sua

redução e pode-se dizer que os resultados foram animadores.

Programas relativamente simples, como a re-hidratação oral e as

campanhas de vacinação no Brasil, por exemplo, tiveram grande impacto

(IBGE,1999). No entanto, surgiram novos desafios, como a mortalidade dos

prematuros, em especial aqueles com muito baixo peso. Esses demandam o

desenvolvimento de novas estratégias de ação e requerem cuidados intensivos e

especializados, com alto custo financeiro e social, tanto durante a internação como

após a alta (TOMMISKA, 2003). Conseqüentemente, a mortalidade do prematuro e

muito baixo peso varia conforme o nível dos cuidados obstétricos e neonatais

oferecidos (MORALES et al, 2005) e de acordo com o desenvolvimento econômico

das diferentes áreas geográficas.

Muitos estudos têm sido realizados com intuito de avaliar a

mortalidade de recém-nascidos prematuros e de muito baixo peso, porém poucos

conseguiram seguir coortes por períodos longos e estudar as conseqüências tardias

desses eventos neonatais (MENEZES et al, 2005). Vários fatores concorrem para

dificultar o seguimento, especialmente nas camadas de baixa renda. Por exemplo,

muitos pacientes não fazem acompanhamento regular por dificuldades financeiras

para se locomoverem até os locais de assistência ou mudam de cidade.

O método de linkage de bancos de dados vem sendo cada vez mais

utilizado em países desenvolvidos para o seguimento de coortes e avaliação de

serviços de saúde (HOWE, 1998). No Brasil, as bases de dados de saúde

disponíveis têm crescido substancialmente nos últimos anos, abrangendo dados

sobre nascimentos, atendimento ambulatorial, hospitalizações e mortalidade. No

entanto, as bases existentes não possuem um campo identificador comum, o que

dificulta o uso integrado das mesmas entre si e dessas com outras bases de

pesquisa. O método de linkage probabilístico serve como alternativa para superar

essa limitação, permitindo que as bases sejam integradas de forma eficiente e com

14 acurácia razoável (COUTINHO & COELI, 2006; COUTINHO et al., 2008;

PACHECO et al., 2008).

Com o relacionamento de bancos de dados podemos estudar alguns

desfechos após a alta hospitalar, mesmo naqueles pacientes que abandonaram o

ambulatório. O presente estudo realizou o linkage entre o banco de dados dos

recém-nascidos de muito baixo peso que nasceram em uma Unidade da Rede

Pública no Rio de Janeiro com os bancos de dados do Sistema de Informações

Sobre Nascidos Vivos (SINASC) e o banco de dados de mortalidade do Sistema de

Informações sobre Mortalidade (SIM), com o objetivo de estudar a mortalidade até

um ano após o nascimento.

O texto é dividido em duas partes: Primeira parte: Resumo da

dissertação; Abstract; Introdução, em que é descrito um panorama mundial e

brasileiro da mortalidade infantil, da mortalidade dos prematuros e recém-nascidos

de muito baixo peso, sua evolução histórica e tendências; Justificativa,

descrevendo a relevância do tema e a importância de estudos nessa área; Objetivos,

sendo apresentados os objetivos gerais e específicos; Métodos, em que são

descritas as características da coorte, as variáveis analisadas, as estratégias

empregadas para o linkage probabilístico das bases de dados, bem como as

técnicas para a análise dos resultados e as Referências da primeira parte. Na

segunda parte é apresentado o artigo oriundo da dissertação, incluindo as seções

de introdução e métodos resumidas, a apresentação e discussão dos resultados.

Por fim, são apresentados no anexo a lista completa de causas de óbito com os

códigos do CID10, curvas de Kaplan-Meier para as variáveis sexo, idade materna e

situação conjugal, gráficos Log Log da associação entre a sobrevida dos recém-

nascidos e as variáveis estudadas, testes de comparação do modelo Cox, modelos

das declarações de nascidos vivos e óbito e modelo do termo de compromisso

utilizado pelos pesquisadores que trabalham no Laboratório de Métodos Estatísticos

e Computacionais em Saúde (LABMECS) do Instituto de Estudos em Saúde Coletiva

da Universidade Federal do Rio de janeiro.

15 1 Introdução

1.1 Mortalidade Infantil – Tendências no mundo e no Brasil

A mortalidade infantil é um importante indicador da saúde da

população. O século XX testemunhou um dramático declínio na mortalidade infantil

em quase todos os países, a despeito das taxas iniciais, das circunstâncias

socioeconômicas e estratégias de desenvolvimento (AHMAD et al, 2000).

Nos países desenvolvidos, esse declínio já era aparente ao final do

século XIX, enquanto naqueles em desenvolvimento, tornou-se evidente a partir do

final da segunda guerra mundial. A magnitude do declínio inicial nos países em

desenvolvimento foi tão expressiva que levou a especulações de que as diferenças

nas taxas entre os países desenvolvidos e os em desenvolvimento estivessem

bastante estreitas ao final do século. No entanto, a rápida queda observada

inicialmente não se mostrou sustentável, dado o lento crescimento econômico de

algumas regiões e o impacto do surgimento da epidemia da AIDS (AHMAD. et al,

2000). Se considerarmos a mortalidade em menores de cinco anos, reconhecida

como o melhor indicador do risco cumulativo de morte na infância, cerca de 15% das

crianças nascidas na África morrem antes de completar cinco anos, em comparação

com somente 2% na Europa (Boletim OMS, 2000).

A mortalidade infantil não é preocupação só de países em

desenvolvimento. Nos Estados Unidos as taxas de mortalidade infantil (cerca de

7/1000NV) ainda são elevadas se comparadas com as de alguns países

escandinavos e asiáticos, cujas taxas estão abaixo de 3,5/1000NV, estando ainda

distante da meta de 4,5/1000NV desejada para 2010 (NCHS, 2005).

Existe uma tendência mundial ao predomínio de óbito no período

neonatal, com exceção daqueles países acometidos pela epidemia da AIDS (WHO,

2006). Nos Estados Unidos, em 2002, os óbitos neonatais representaram 66% dos

óbitos no primeiro ano de vida (ARIAS et al, 2003).

Estima-se que, a cada ano, no cenário mundial, cerca de 4 milhões

de crianças morrem nas primeiras quatro semanas de vida e que mais de 3 milhões

desses óbitos ocorrem na primeira semana. Estima-se também que mais de 3

milhões de bebês são natimortos a cada ano e que uma em cada três dessas mortes

16 ocorre durante o parto, eventos que, possivelmente, seriam em grande parte

evitáveis. Cerca de 98% desses óbitos ocorrem em países em desenvolvimento,

onde o risco de morte no período neonatal é seis vezes maior do que nos países

desenvolvidos (OMS, 2006).

No Brasil, nos últimos 30 anos, com o desenvolvimento das ações

básicas de saúde, houve uma redução em torno de 60% na mortalidade em

menores de um ano, principalmente em decorrência da diminuição dos óbitos no

período pós-neonatal (MS,2009). Apesar do significativo declínio da taxa de

mortalidade infantil no Brasil, muito ainda deve ser feito no sentido de sua redução,

visto que, esta, estimada em 23 óbitos em menores de um ano para cada mil

nascidos vivos em 2008, é alta, mesmo se comparada à de países vizinhos do Cone

Sul, como por exemplo o Chile, cuja taxa é 7,2/1000 nascidos vivos, sendo bem

distante dos patamares de 3,2/1000 nascidos vivos do Japão e Suécia (IBGE, 2008).

Estudos de projeção populacional estimam que o Brasil poderá reduzir a mortalidade

infantil para 18,2/1000 nascidos vivos até 2015.

As diferenças regionais em relação à mortalidade infantil no Brasil

são marcantes. Segundo estatísticas da Rede Interagencial de Informações para a

Saúde (RIPSA,2008), a mortalidade infantil na Região Nordeste, calculada em 29,8

óbitos/1000 nascidos vivos em 2006, contrasta com os 15 óbitos/1000 nascidos

vivos na Região Sudeste e com os 13,3 óbitos/1000 nascidos vivos na Região Sul

no mesmo ano. Vale lembrar que a mortalidade infantil tem participação direta na

expectativa de vida, que, no Brasil, segundo dados da RIPSA de 2007, está

estimada em 72,48 anos de vida esperados, com variações regionais.

O componente neonatal atualmente representa mais de 60% da

mortalidade infantil no Brasil, sendo predominantes os óbitos neonatais precoces

(MS, 2006). No município do Rio de Janeiro, 48,4% dos óbitos infantis ocorrem nos

primeiros sete dias de vida (RIPSA,2006). Com relação à mortalidade infantil

proporcional segundo os principais grupos de causas, as afecções originadas no

período perinatal participaram, em 2004, com 57% dos óbitos em menores de um

ano no Brasil (30.900 óbitos) e 58,7% na Região Sudeste. As malformações

congênitas participaram com 14,9% e 18%, as doenças infecciosas com 7,0% e

5,1% e as doenças do aparelho respiratório com 6,2% e 6,1%, respectivamente nas

17 mesmas regiões. As causas mal definidas ainda apresentam participação

considerável, variando de 3,7% na Região Sudeste a 11,6% na Região Norte (MS,

2006).

No Rio de Janeiro, segundo estatísticas da Secretaria Municipal de

Saúde publicadas em 2006, a mortalidade infantil sofreu redução de 59,6% nos

últimos 26 anos, chegando a 15,1 óbitos/1000 nascidos vivos em 2004, estando bem

abaixo da taxa nacional de 22,6 óbitos/1000 nascidos vivos no mesmo ano.

Entretanto, em relação à distribuição espacial no município, os padrões foram

diferentes, com variações nas taxas conforme as Áreas Programáticas (AP).

Observou-se redução na taxa de mortalidade infantil nas Áreas Programáticas (AP)

1.0, 2.2, 3.1, 3.3, 4.0, e 5.1 e aumento nas AP 2.1, 3.2, 5.2 e 5.3 no ano de 2004.

Na AP 3.1, área onde está situada a Maternidade onde foram assistidos os recém-

nascidos do presente estudo, a redução se deu no componente neonatal, tanto

precoce quanto tardio, ficando a taxa de mortalidade infantil da referida AP em

14,5/1000 nascidos vivos (disponível em www.saude.rio.rj.gov.br, acesso em

06/09/2008)

O fato de a mortalidade infantil predominar, atualmente, na faixa

neonatal, faz com que a assistência perinatal se torne prioridade das políticas de

saúde (CARVALHO & GOMES, 2005).

1.2 Perfil dos nascidos vivos no Brasil

Desde os anos 60 a taxa de crescimento populacional no Brasil vem

declinando, paralelamente à queda da fecundidade e da mortalidade infantil (IBGE,

2008) e as estimativas são de que possa se tornar negativa a partir de 2039

(IBGE,2008).

Os dados epidemiológicos brasileiros sobre natalidade têm como

fonte o Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos (SINASC), implantado em

1990 pelo Ministério da Saúde. Este tem como documento básico a declaração de

nascido vivo (DN), padronizada em todo o país. A emissão da DN tem como

embasamento legal o artigo 10, inciso IV, do Estatuto da Criança e do Adolescente

que estabelece que todos os hospitais, públicos ou privados, são obrigados a

18 fornecer a declaração de nascimento onde constem, necessariamente, as

intercorrências do parto e do desenvolvimento do neonato. Estudos sobre

confiabilidade do Sistema têm mostrado boa qualidade da maioria das informações

(THEME FILHA et al, 2004, PAIVA, 2008). Avaliações sucessivas do ponto de vista

quantitativo têm mostrado que a cobertura do SINASC abrange mais de 90% do total

de nascimentos estimados para o país pelo IBGE, chegando a 100% em várias

unidades da federação (RIPSA, 2007). O número total de nascidos vivos captado

pelo SINASC em todo o país é de aproximadamente três milhões por ano. Em série

histórica é possível identificar discreta queda geral da natalidade a partir de 2000. Se

considerarmos a distribuição por regiões, existem diferenças, com declínio

acentuado nas Regiões Sudeste e Sul e discreto aumento na Região Norte,

possivelmente atribuível à melhoria nos registros (RIPSA, 2008).

Em relação à atenção pré-natal, verifica-se que o patamar de sete

consultas preconizado pelo Ministério da Saúde do Brasil é alcançado por pelo

menos 50% das gestantes em todo o país a partir de 2003 (MS, 2006). No Rio de

Janeiro, esse patamar alcançou 66,5% em 2008 (SMS,2009). O número de mães

que referem não ter feito nenhuma consulta de pré-natal é baixo (2,8% em 2004)

(MS, 2006). As estatísticas podem ser consideradas satisfatórias, embora não haja

avaliação da qualidade do atendimento. Um estudo em Pelotas, avaliando a

qualidade dos cuidados pré-natais, observou elevado percentual desses cuidados

mas com diferenças significativas na qualidade em relação aos serviços privados e

públicos e também em relação ao nível socioeconômico (VICTORA et al, 2010).

A proporção de partos hospitalares vem apresentando valores

maiores que 95%, com algumas diferenças regionais, com, no mínimo, 85% na

Região Norte. A freqüência de cesarianas vem aumentando gradativamente nos

últimos anos, com proporções mais elevadas nas Regiões Sudeste e Sul (RIPSA,

2007), chegando a 51% ao ano em 2006, com um incremento de 7,6% em dez anos

(ANS, 2008). Esse percentual supera a estatística americana de 2006 que foi de

31,1% (MARTIN et al, 2008). Paralelamente ao crescimento dos partos operatórios,

a proporção de partos prematuros também aumentou (ANS, 2008). Em relação à

cobertura do Sistema Único de Saúde (SUS) no Rio de Janeiro, segundo dados de

2008 da SMS, abrange 66,5% da assistência aos nascimentos.

19 O peso de nascimento vem sendo considerado como importante

fator de predição da sobrevivência. A OMS recomenda que a mensuração seja feita

na primeira hora de vida, que seja registrado com exatidão e que, ao agrupá-lo, as

classes devam manter intervalos de 500 gramas (OMS,1995). Baixo peso ao nascer

refere-se a nascidos vivos com peso abaixo de 2500 gramas. Muito baixo peso

refere-se a nascidos vivos com peso menor que 1500 gramas. Os com peso de

nascimento inferior a 1000g são chamados de extremo baixo peso. No Brasil, as

estatísticas de muito baixo peso estão em torno de 1,2%, com variações entre as

regiões, encontrando-se o maior percentual na Região Sudeste (1,4%) e o menor na

Região Norte (0,9%) (fonte:www.datasus.gov.br, acesso em 18/03/2010). Esse dado

deve ser analisado com cuidado porque pode haver distorções decorrentes de

subenumeração, principalmente de óbitos logo após o nascimento. No município do

Rio de Janeiro, em 2007, a estatística de muito baixo peso foi de 1,8%, o que

significa terem nascido em 2007 no Rio de Janeiro 1596 crianças com menos de

1500g .

Prematuridade é definida como o nascimento antes de 37 semanas

de gestação. A maioria dos autores se refere aos prematuros com menos de 32

semanas como muito prematuros e aos com menos de 28 semanas, como

prematuros extremos (CLOHERTY, 2005). Para o cálculo da idade gestacional

podem ser utilizados: a data da última menstruação (Regra de Naegele), a

estimativa pela ultrassonografia até a vigésima semana de gestação ou o método de

New Ballard. Este último deve idealmente ser aplicado com 12 horas de vida e com

cautela, pois torna-se impreciso em neonatos com menos de 28 semanas

(BALLARD ET AL,1991). No SINASC, não há indicação do método empregado para

o cálculo da idade gestacional).

Estatísticas provenientes do SINASC mostram que, em 2005, no

Brasil, 90,8% das gestações foram a termo, 1% pós-termo e 6,5% foram pré-termo

(MS,2006). No Rio de Janeiro, em 2008, o percentual de prematuridade foi de 9,3%

(SMS, 2009).

20 1.3 Nascimento prematuro e de muito baixo peso: mor talidade e morbidade

A prematuridade e o baixo peso de nascimento estão estreitamente

relacionados ao óbito infantil (CALLAGHAN et al, 2006; MATHEWS,2007). Fonseca &

Countinho (2004), em uma revisão de estudos brasileiros sobre mortalidade perinatal,

observaram resultados consistentes relativos à associação entre peso ao nascer e a

neomortalidade, a despeito da grande variação metodológica observada entre os

estudos avaliados.

Além da prematuridade, a restrição do crescimento intra-uterino

(CIUR), pode advir das condições no ambiente fetal (deficiência placentária por

exemplo) ou de problemas intrínsecos do feto, levando a riscos adicionais. O

diagnóstico de CIUR é feito quando o feto, cujo peso está abaixo do percentil 10

para a idade gestacional, demonstra sinais de comprometimento do ambiente intra-

uterino ou quando a gestação é complicada por fatores de risco maternos, como

hipertensão arterial. Exames de imagem seriados documentando crescimento

ausente ou lento são suficientes para diagnosticar CIUR, independente do percentil

do peso (CLOHERTY et al, 2004).

Com base nos padrões de crescimento (peso e idade gestacional)

os recém-nascidos podem ser classificados em: adequados para a idade gestacional

(AIG), grandes para a idade gestacional (GIG) ou pequenos para a idade gestacional

(PIG). O PIG pode ser proporcional (peso, estatura e perímetro cefálico todos abaixo

do percentil 10), indicando crescimento lento desde o primeiro trimestre ou

desproporcional (perímetro cefálico e estatura desproporcionalmente maiores que o

peso), indicando a influência de fatores atuantes no terceiro trimestre da gestação.

Esses recém-nascidos são mais sujeitos a complicações imediatas, incluindo

distúrbios metabólicos como hipoglicemia além de hemorragias (CLOHERTY et

al,2004).

O crescimento neonatal pode ser avaliado por curvas de

crescimento pré e pós-natais, que, em sua maioria, relacionam o peso e idade

cronológica em percentis. A primeira curva de crescimento intra-uterino baseada em

percentis foi publicada por Lubchenco e col. em 1963, em Denver. Incluiu crianças

de origem caucasiana ou hispânica, de baixo nível socioeconômico. Posteriormente,

Usher e McLean, em 1969, descreveram curvas com crianças brancas de vários

21 níveis socioeconômicos, de várias regiões dos Estados Unidos, encontrando

médias maiores que as de Lubchenco. Williams, por meio de estudo de coorte na

Califórnia de 1970 – 1976, com um grande número de registros, pôde construir

curvas de crescimento, possibilitando melhor avaliação da viabilidade fetal por peso

e idade gestacional, constatando a importância do retardo do crescimento

intrauterino em relação à mortalidade (WILLIAMS, 1982). Ramos, em 1983 em São

Paulo, Brasil, elaborou curvas com recém-nascidos admitidos no berçário anexo à

Maternidade da Faculdade de Medicina da Universidade de São Paulo, porém não

contempla os com menos de 31 semanas. Em 1996, Alexander e col, descreveram a

primeira curva que pode ser considerada como populacional, sendo atualmente a

mais utilizada nos Estados Unidos. Ideal seria que cada região tivesse sua curva

própria, o que infelizmente não é possível. Existem curvas diferentes para o

acompanhamento do crescimento pós-natal, já que, este difere do crescimento intra-

uterino. Em 1999, Ehrenkranz e col desenvolveram uma das mais abrangentes,

publicando um estudo multicêntrico da análise do crescimento de 1660 prematuros

de muito baixo peso.

A avaliação, classificação da maturidade e a abordagem clínica dos

recém-nascidos de muito baixo peso estão condicionadas a aspectos subjetivos.

Nas últimas décadas, a mudança na percepção do limite de viabilidade fez com que

prematuros de extremo baixo peso (menos de 1000 gramas), que anteriormente

eram considerados inviáveis e atestados como natimortos, atualmente sejam

reanimados e atestados como nascidos vivos, porém com poucas chances de

sobrevivência em longo prazo (CARVALHO & GOMES, 2005).

A determinação do prognóstico de sobrevida e do desenvolvimento

neurológico de prematuros nessa faixa limiar de viabilidade permanece como um

grande desafio. A decisão de iniciar os cuidados intensivos para prematuros de

extremo baixo peso é controversa. Segundo as diretrizes 2005 sobre ressuscitação

cardiopulmonar (RCP) da American Heart Association (AHA), esses cuidados devem

ser oferecidos de rotina a todos os prematuros com idade gestacional a partir de 25

semanas. Para aqueles com 22 a 24 semanas o médico deverá considerar a

vontade dos pais.

22 Os requisitos legais para o registro de óbitos fetais variam de

acordo com o país. Considerando não haver definição jurídica no Brasil quanto à

necessidade legal do registro das perdas fetais intermediárias (entre 500 e 1000g de

peso de nascimento) e precoces (abaixo de 500g), o Centro Brasileiro da OMS para

a Classificação de Doenças recomenda que todos os fetos pesando ao menos 500g

sejam registrados. Essa recomendação foi referendada pelo Município do Rio de

Janeiro (Recomendação nº 1, de 3 de maio de 2000), considerando a importância

epidemiológica de todas as perdas fetais para o planejamento das ações de

assistência perinatal.

No Brasil são observadas diferenças na ocorrência de nascimentos

de muito baixo peso entre as diversas regiões. Em 2007 nasceram 35.399 crianças

com muito baixo peso (1,2%), O percentual variou de 0,9 % na Região Norte a 1,4 %

na Região Sudeste (fonte:www.datasus.gov.br., acesso em 18/03/2010). O

percentual é maior nas regiões mais desenvolvidas e, dentro de cada região, nas

cidades com mais de 50.000 habitantes, o chamado paradoxo do baixo peso

(ANDRADE ET AL, 2005). Essas diferenças poderiam também ser explicadas, em

parte, pela variação na percepção do limite de viabilidade de recém-nascidos

prematuros extremos e condutas adotadas (CARVALHO & GOMES, 2005). Outro

fator possível seria o aumento da maternidade entre mulheres com mais de 35 anos

(FRANCA, 2008). O crescimento de gestações múltiplas decorrente das técnicas de

reprodução assistida pode também ter contribuído para o aumento da prematuridade

e por conseqüência, do muito baixo peso.

E interessante observar que o percentual de baixo peso no Brasil

(8,1% de crianças com peso de nascimento menor que 2500g em 2005) excede o

de prematuridade (6,6%), sugerindo que condições maternas adversas, como

desnutrição, tabagismo e doenças durante a gravidez podem estar contribuindo

para o crescimento intra-uterino retardado.

Dadas as grandes diferenças regionais no território nacional, a

avaliação do limite de viabilidade provavelmente é bastante variável no Brasil.

Poucos estudos avaliaram essa questão. Um estudo em Caxias do Sul, Rio Grande

do Sul, (RS, Brasil) entre 1998 e 2004, identificou pontos de corte de 600g para o

23 peso de nascimento e 26 semanas para a idade gestacional (ARAÚJO &

TANAKA, 2007).

Na década de 90, houve importantes mudanças na prática clínica de

cuidados neonatais, como o uso de surfactante pulmonar, de corticóide antenatal e

novas modalidades de suporte ventilatório, que foram associadas com a redução da

mortalidade de recém-nascidos de muito baixo peso (JEFFREY et al, 2002). Um

estudo com dados da Rede Vermont (Vermont Oxoford Network), que consiste em

um grupo de unidades de cuidados intensivos neonatais colaboradoras de 49

estados americanos e 22 países estrangeiros, avaliou a sobrevida de prematuros

menores de 1500 gramas de 362 unidades neonatais da rede de 1991 a 1999. Os

autores observaram que os maiores progressos em relação à redução da

mortalidade se deram na primeira metade da década (JEFFREY et al, 2002).

Fanaroff et al (2007), em um estudo multicêntrico americano,

compararam a sobrevida de prematuros de 501 a 1500 gramas em três períodos

distintos. Os autores observaram que, para os recém-nascidos de menor peso (501-

750g), a mortalidade sofreu pouca redução nos últimos anos, estando a sobrevida

estreitamente relacionada à idade gestacional e ao peso. Alexander (1996) chama

atenção para o fato de que o ganho de peso do feto de 15g/dia na faixa de idade

gestacional de 22 a 24 semanas pode aumentar as chances de sobrevida em torno

de 3% para cada dia a mais no útero.

Segundo estatísticas americanas, a mortalidade infantil nos Estados

Unidos aumentou de 6,8 para 7,0 óbitos por mil nascidos vivos de 2001 a 2002

(MACDORMAN et al, 2005). Foi o primeiro aumento em mais de quatro décadas.

Embora seja uma variação discreta, a mesma pode revelar uma tendência de

resistência à queda, possivelmente pelo aumento de nascimentos de prematuros

com menos de 750 gramas (FANAROFF et al, 2007). Segundo estatísticas de 2007

do National Center for Health Statistics (NCHS), 55% das mortes em menores de um

ano nos EUA ocorreram em crianças nascidas com menos de 32 semanas de

gestação, as quais representavam somente 2% de todos os nascimentos. As três

principais causas de óbito infantil foram as malformações congênitas, o baixo peso e

síndrome da morte súbita do lactente que, juntas, foram responsáveis por 45% de

todos os óbitos infantis (MATHEWS, 2007).

24 Outro estudo americano, avaliando a contribuição do nascimento

prematuro para a mortalidade infantil em 2002, detectou que dois terços das mortes

em menores de um ano ocorreram em crianças nascidas prematuras. Das 20

principais causas de óbito, que corresponderam a 80% do total, 34,3% poderiam ser

relacionados à prematuridade (CALLAGHAN et al, 2006).

Estudo desenvolvido na Inglaterra comparou a sobrevida de duas

populações de recém-nascidos com menos de 26 semanas de gestação em dois

períodos distintos: de 1994-1999 e 2000-2005 (FIELD et al, 2008). A proporção de

crianças que morreram na sala de parto pouco se alterou nos dois períodos. No

entanto, em relação às que foram admitidas na Unidade Neonatal, houve aumento

da sobrevida de 36% no primeiro período analisado, para 44% no segundo em

função da melhora da sobrevida na faixa de idade gestacional de 24-25 semanas.

Em relação aos recém-nascidos com menos de 24 semanas, não foi observada

melhora significativa na sobrevida até a alta hospitalar (18% em 2000-2005 versus

19% em 1994-1999), sendo que nenhum recém-nascido com 22 semanas

sobreviveu. Já no Japão, estudo comparativo entre duas coortes de recém-nascidos

de extremo baixo peso (<1000g, de 2000 e 2005), observou progresso na

mortalidade durante o período neonatal e de internação hospitalar de 17 e 21%,

respectivamente, para 13 e 17% entre os dois períodos (ITABASHI et al, 2009).

Estudo com duas coortes no sul do Brasil (Pelotas, 1982 e 1993)

possibilitou a avaliação das tendências da mortalidade infantil em relação às

mudanças dos fatores de risco na população, sendo observado aumento do

nascimento prematuro de 6,3 para 10,8% e de baixo peso (de 9,0 para 9,8%) no

período. Os autores sugerem que esses aumentos, embora pequenos, possam ter

contribuído dificultando a queda da mortalidade infantil, que poderia ter sido mais

expressiva no período (MENEZES et al, 2005). Goldani et al. (2004), estudando

duas coortes de nascimento distintas (1978/79 e 1994) de Ribeirão Preto (SP),

observaram que a mortalidade proporcional em um ano de recém-nascidos de baixo

peso e muito baixo peso aumentou de 39 para 58%. Os autores também consideram

que esse aumento possa ter contribuído para uma menor queda da mortalidade

infantil.

25 Um estudo brasileiro realizado em Campinas, São Paulo (SP,

Brasil), avaliando os nascimentos ocorridos nas maternidades do município entre

1975 e 1996, identificou grande redução do número de óbitos hospitalares na faixa

entre 1000 e 1500g. Entretanto, a mortalidade entre aqueles com menos de 1000g

permaneceu elevada (entre 78 e 100% mesmo nos anos 90). Vale lembrar que a

cidade de Campinas é considerada desenvolvida e com um dos maiores potenciais

de consumo (MARIOTONI & BARROS).

Embora os avanços na medicina neonatal tenham contribuído para o

aumento na sobrevida dos recém-nascidos de muito baixo peso, existem limitações

fisiológicas difíceis de serem superadas. A mortalidade dos menores que 750

gramas continua bastante elevada na época atual. Estudo realizado em Londrina,

2002-2004, avaliando a mortalidade hospitalar, mostrou percentual de 32,5% de

óbito em recém-nascidos com menos de 1500g, sendo os percentuais de 87,5%

para os menores de 750g (CARVALHO et al, 2007)

A prematuridade está associada a aumento do risco relativo de

morte no primeiro ano de vida mesmo para a parcela de prematuros limítrofes

(nascidos com 32 a 36 semanas de gestação) (KREMER et al, 2000) e o peso de

nascimento aparece como um dos maiores fatores de predição da sobrevivência

neonatal e pós-neonatal (MACHADO & HILL, 2003).

No Brasil, em 2004, nasceram 340.121 recém-nascidos com peso

menor que 1500 gramas, o que representou 1,1% de todos os nascimentos. Nesse

mesmo ano, morreram 54.183 crianças menores de um ano e 29% destas tiveram

pesos de nascimento abaixo de 1500 gramas (15.713), sendo que, destes, 73%

(11.470) morreram antes de completar sete dias (ALMEIDA et al, 2008). Podemos

observar que, apesar de o percentual de nascimentos com muito baixo peso ser

pequeno, é significante em termos absolutos.

O quadro 1 apresenta resumidamente os resultados comparativos

de alguns estudos brasileiros e internacionais sobre mortalidade de recém-nascidos

de muito baixo peso.

Além de estar associado a elevados percentuais de mortalidade, o

nascimento prematuro e de muito baixo peso contribui com o desenvolvimento de

grande número de seqüelas. Um estudo de coorte desenvolvido na Inglaterra e

26 Irlanda com prematuros de 22 a 25 semanas (EPI Cure Study) encontrou, após

seis anos de seguimento, elevado percentual de seqüelas e baixas proporções de

sobrevida, variando esta última de 1 a 44% de acordo com a idade gestacional,

sendo a melhor proporção de sobrevida sem seqüelas de apenas 8% (MARLOW et

al,2005).

Outro estudo prospectivo americano com uma coorte de recém-

nascidos prematuros com 22 a 25 semanas assistidos em 19 unidades neonatais

(Neonatal Research Network) detectou que, após 18 a 22 meses, 49% morreram, e

73% ou morreram ou tiveram algum tipo de seqüela. Análises multivariadas

identificaram que o uso de corticóide antes do parto e maior peso de nascimento se

mostram relacionados a um melhor prognóstico de sobrevida (TYSON et al, 2008).

Fanaroff et al (2007), em seu estudo de coorte, verificaram que

morbidades como broncodisplasia pulmonar e enterocolite aumentaram de 19 para

22% na década de 90, provavelmente pelo aumento da sobrevida de recém-

nascidos menores de 1000 gramas. A sepse de início precoce ainda permanece

como um importante fator de risco para mortalidade, com uma letalidade de 37%. Já

o uso do corticóide antenatal aumentou de 20% para 79% e pode, em parte,

explicar a redução da mortalidade (FANAROFF, 2007, KLEINE, 2007).

O estudo longitudinal de Londrina (Paraná, Brasil) citado

anteriormente, que incluiu 360 recém-nascidos com peso entre 500 e 1500g de

2002-2004, avaliando a mortalidade hospitalar, evidenciou que, entre os fatores mais

associados ao óbito, o não uso do corticóide antes do parto teve posição de

destaque (CARVALHO et al,2007).

Embora tenha havido grandes avanços na medicina neonatal, a

mudança no limite de viabilidade trouxe novos problemas, como a abordagem do

prematuro de extremo baixo peso. Se, por um lado, o uso de corticóide antes do

parto e o surfactante pulmonar reduziram o risco de óbito e de hemorragia

periventricular, de outro, aumentaram a sequela pulmonar (COOKE et al , 2006).

Um estudo australiano comparando a incidência de broncodisplasia pulmonar ao

longo da década de 90 observou aumento de 40 para 60% em crianças de 25 a 27

semanas de gestação (KLEINE, 2007). Osborn et al (2007) realizaram revisão

sistemática da literatura sobre estratégias de terapia para prematuros extremos no

27 sentido de reduzir mortalidade e complicações, como, por exemplo, o uso precoce

de expansores plasmáticos e aminas simpaticomiméticas para o tratamento da

hipotensão nas primeiras horas de vida, não tendo encontrado evidências suficientes

para a indicação do uso rotineiro dessas estratégias. A grande complexidade do

tratamento dessa nova população de pacientes requer o estudo de todos os fatores

associados ao nascimento prematuro e de muito baixo peso, suas causas e

conseqüências, para que sejam identificadas novas práticas obstétricas e neonatais

que concorram para a melhora da sobrevida sem seqüelas.

1.4 Baixo peso ao nascer e posição Socioeconômica

A associação entre baixa posição socioeconômica com baixo peso

ao nascer e mortalidade infantil é descrita na literatura internacional (BARNABÉ et

al, 2004; SPENCER, 2004, LOPEZ & CHOONARA, 2009). Na revisão de estudos

brasileiros realizada por Fonseca & Coutinho (2004), também foi observado que a

baixa renda e baixa escolaridade se mostraram consistentemente associadas à

maior mortalidade fetal e neonatal, embora nem sempre os resultados tenham sido

significativos. Já Silveira et al (2010), em estudo realizado na coorte de 2004 de

Pelotas, observaram que a cor negra, a baixa educação e a baixa renda estavam

significativamente associados à prematuridade em análise multivariada que

considerou simultaneamente esses e outros fatores de risco potenciais. Gortmaker &

Wise ressaltam um estudo de Wise (1988) nos EUA, em que foram observadas

substanciais diferenças socioeconômicas nas taxas de mortalidade infantil com o

mesmo nível de assistência, indicando que, quando a tecnologia médica está

disponível igualmente a todos de uma determinada área geográfica, as forças

sociais e econômicas emergem como fatores bem mais visíveis (GORTMAKER &

WISE, 1997).

O baixo peso pode ser decorrente da prematuridade, do retardo do

crescimento intrauterino ou de ambos. As condições socioeconômicas desfavoráveis

levam a uma série de fatores intermediários que concorrem para o nascimento

28 prematuro e de baixo peso e maior mortalidade. Gestação em idade precoce,

consumo de álcool e drogas, tabagismo, estresse, multiparidade, intervalo interpartal

curto, deficiência nutricional, ganho de peso inadequado na gestação e cuidado pré-

natal inadequado são alguns exemplos de fatores que agem como mediadores na

via causal que relaciona a baixa posição socioeconômica com a prematuridade, o

baixo peso ao nascer e a mortalidade perinatal e infantil (LOPEZ & CHOONARA,

2010). No estudo de Londrina, sobre mortalidade hospitalar de recém-nascidos de

muito baixo peso, na análise por regressão logística com modelo hierarquizado, a

baixa renda mostrou associação significativa com a mortalidade hospitalar, mesmo

após o ajuste do modelo para outras covariáveis (CARVALHO et al, 2007).

29 Quadro 1 Comparação dos percentuais de mortalidade de recém-nascidos de muito baixo peso entre estudos brasileiros e int ernacionais Autor/Ano

Desenho do estudo

Resultado

SMS, 2004 Rio de Janeiro (RJ)

Mortalidade de RNMBP no Rio de Janeiro em 2002

Mortalidade infantil = 37,6%

ALMEIDA et al, 2008 (Rj, RS, SP)

Coorte multicêntrico. Peso 400-1500g, 2004-2005 N = 579

Mortalidade neonatal precoce = de 5 a 31%

DUARTE et al, 2005 Rio de Janeiro (RJ)

Estudo coorte prospectivo RNMBP de 500 a 1499g até 27 dias em 4 maternidades do Rio de Janeiro, 2001-2002. Excluídos: <22 sem e malformações graves N =487

Mortalidade neonatal = 26% (de 10 a 37%) de 500-749g = 77,6%;

GOMES et al, 2005 Rio de Janeiro (RJ)

Análise de intervenção 1994-2000

Mortalidade neonatal = 32%

ARAÚJO et al, 2007 Pelotas (RS)

Caso-controle RN 500-1499g N =200

Mortalidade hospitalar = 32,5%

CASTRO et al, 2007 Fortaleza (CE)

Coorte prospectivo RNMBP, N = 774 casos

Mortalidade neonatal = 47% Mortalidade hospitalar = 51%

PEREIRA et al, 2006 Pernambuco (PE)

Estudo de coorte 2001 -2003 N = 971

Mortalidade Neonatal hospitalar = 45,5%

MALVIEIRA et al, 2006 Pará (PA)

Analisou frequência de RMBP, mortalidade e complicações N= 200 casos


CARVALHO et al, 2007 Londrina (PR)

Estudo longitudinal, 360 RNS 500 a 1500g, 2002-2004


LIMA et al, 2006 São Paulo (SP) Rede Privada

Coorte prospectivo, 146 RNMBP, sem anomalias congênitas, 2000-2004, > 22 semanas

Mortalidade hospitalar = 18% 500-749g = 61%

Grupo Colaborativo Neocosur Países Sulamericanos

RNMBP, 1994-2000

Mortalidade hospitalar = 27% (de 11a 51%)

FANAROFF et al, 2007

Coorte,2002 NICHS

Mortalidade hospitalar =15%

HORBAR et al,2002

Coorte, 1991-1999 REDE VERMONT

Mortalidade hospitalar =15%

ITABASHI et al, 2009 JAPÃO

Coorte, Prematuros 22 a 32, 2005 Prematuro extremo baixo peso (<1000g)

Mortalidade neonatal = 13% Mortalidade hospitalar = 17,7%

30 2 Justificativa

Diferente da mortalidade pós-neonatal, muito sensível às estratégias

das ações básicas de saúde, a mortalidade neonatal, em especial a do prematuro e

muito baixo peso é um problema que exige uma abordagem ampla e demanda

estratégias mais complexas. As medidas de prevenção ao óbito dos recém-nascidos

de muito baixo peso podem ser antenatais, intraparto e neonatais (CARVALHO et al,

2007). Faz-se necessário o incremento de estudos sobre a mortalidade dessa

população de recém-nascidos, tanto no período neonatal como no pós-neonatal,

objetivando identificar causas tardias de óbitos relacionadas a problemas

apresentados no período neonatal. A avaliação cuidadosa do comportamento das

taxas de mortalidade dos recém-nascidos de muito baixo peso pode contribuir com

dados relevantes para o desenvolvimento de novas ações de saúde, objetivando

não só o aumento da sobrevida no período neonatal como a redução das seqüelas,

evitando-se re-internações e óbitos tardios.

Somente no município do Rio de Janeiro, em 2007, nasceram 1596

neonatos com menos de 1500g (SINASC; www.datasus.gov.br). Destes, 465

morreram (290/1000) e corresponderam a 43% dos óbitos em menores de um ano.

Se considerarmos que a maioria dessas crianças necessita de cuidados em

unidades de terapia intensiva podemos imaginar o impacto e o custo do nascimento

do muito baixo peso para o Sistema de Saúde.

Poucos estudos nacionais avaliaram a mortalidade em coortes de

nascidos vivos com muito baixo peso com o seguimento da coorte ao longo do

primeiro ano de vida. O método do linkage probabilístico de registros possibilita que

a mortalidade seja avaliada durante o primeiro ano de vida, não só durante o

período da internação mas também após a alta hospitalar, mesmo em locais, como

o Brasil, em que um identificador unívoco inexiste para cada indivíduo. O presente

estudo emprega a técnica de linkage probabilístico de bases de dados com o

objetivo de avaliar a mortalidade de recém-nascidos de muito baixo peso que foram

assistidos por uma Unidade Neonatal da Rede Pública do Rio de Janeiro que presta

assistência a uma população de baixa renda.

Por fim, embora já tenha sido demonstrado o efeito da baixa posição

socioeconômica sobre a mortalidade infantil, até onde possamos saber, nenhum

31 estudo avaliou em nosso meio a associação entre a baixa escolaridade materna

com o risco aumentado de mortalidade no primeiro de ano de vida em uma coorte

de recém-nascidos com muito baixo peso ao nascer filhos de mães com baixa renda.

32 3. Objetivos

3.1 Objetivo Geral

Avaliar os óbitos até um ano após o nascimento ocorridos em uma

coorte de recém-nascidos de muito baixo peso procedentes de uma Unidade

Neonatal da Rede Pública do Rio de Janeiro que presta cuidado a uma população de

baixa renda em um período de cinco anos.

3.2 Objetivos Específicos

(1) Descrever o perfil da coorte segundo variáveis maternas e do recém-nascido.

(2) Estimar o risco de mortalidade infantil e seus componentes, quais sejam:

neonatal precoce, neonatal tardio e pós-neonatal, segundo faixas de peso de

nascimento (de 500 a 749g, de 750 a 999g, de 1000 a 1249g e de 1250 a 1500g).

(3) Descrever as causas básicas de óbitos ocorridos nessa mesma população,

segundo período do óbito.

(5) Avaliar a sobrevida da coorte segundo variáveis maternas e do recém-nascido.

(6) Avaliar associação entre escolaridade materna e a sobrevida dos recém-

nascidos, tanto bruta, quanto após o ajuste pelo cuidado pré-natal, sexo, peso ao

nascer e idade gestacional.

33 4 Métodos

4.1 Desenho do estudo

Estudo de coorte não concorrente, empregando o método de linkage

probabilístico de registros para a identificação dos óbitos ocorridos até um ano do

nascimento em uma coorte de recém-nascidos com peso de nascimento menor ou

igual a 1500 gramas.

4.2 População Fonte

Crianças nascidas no Hospital Federal de Bonsucesso (HFB). O

HFB possui uma maternidade capacitada para atender alto risco materno e fetal,

sendo centro de referência na Área Programática 3.1 da cidade do Rio de Janeiro,

composta pelos bairros Bancários, Bonsucesso, Braz de Pina, Cacuia, Cidade

Universitária, Cocotá, Complexo do Alemão, Cordovil, Galeão, Jardim América,

Jardim Carioca, Jardim Guanabara, Manguinhos, Maré, Moneró, Olaria, Parada de

Lucas, Penha, Penha Circular, Pitangueiras, Portuguesa, Praia da Bandeira, Ramos,

Ribeira, Tauá, Vigário Geral, Zumbi, Freguesia - Ilha, Cidade Alta e Nova Holanda.

Realiza cerca de 3000 partos por ano. A maioria das gestantes é oriunda da AP 3.1.

No entanto, um percentual relativamente significativo é procedente da baixada

fluminense (cerca de 21%). A assistência neonatal abrange 12 leitos de terapia

intensiva neonatal, 30 leitos para recém-nascidos de médio risco e 30 leitos de

alojamento conjunto. Segundo dados oficiais, é a terceira maternidade que mais

assiste recém-nascidos de muito baixo peso no Rio de Janeiro (SINASC, 2003).

No período de 2002 a 2006 11442 crianças nasceram no HGB. A

UTI do HGB admitiu 1160 recém-nascidos (média de 232 pacientes por ano), sendo

destes, cerca de 60% com menos de 1500g.

De acordo com a rotina do serviço, são admitidos na Unidade de

Terapia Intensiva Neonatal todos os neonatos que tiverem peso de nascimento igual

ou inferior a 1100 gramas, independentemente da condição clínica. Os recém-

nascidos com peso entre 1100 a 1500 gramas são internados na UTI somente se

34 apresentarem alguma condição que implique instabilidade respiratória ou

circulatória, ou risco iminente de alguma dessas condições. Isso significa dizer que

alguns neonatos com menos de 1500 gramas, por se apresentarem estáveis apesar

do peso, são assistidos na Unidade Intermediária. As Declarações de Nascidos

Vivos (DN) são preenchidas pelos médicos pediatras que assistem os recém-

nascidos na sala de parto.

4.3 Fontes de dados e população de estudo

Os dados utilizados no estudo foram extraídos da base de dados do

Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos (SINASC) do Estado do Rio de

Janeiro no período de 2002 - 2006 (N =1.137.831 registros) e da base de dados do

Hospital Federal de Bonsucesso, composta pelos registros do banco de dados da

UTI Neonatal (N=645) complementada com os registros dos livros da Unidade

Intermediária Neonatal e Sala de Parto (N=178) para os recém-nascidos que não

foram internados na UTI Neonatal.

Para a avaliação dos óbitos foram consultadas as bases de dados

do Sistema de Informação sobre Mortalidade (SIM) relativas aos nascimentos

ocorridos no Estado do Rio de Janeiro entre janeiro de 2002 e dezembro de 2007

(até um ano após o nascimento do último paciente de 2006) (N = 721.361), sendo

utilizado o método de linkage probabilístico de registros para a identificação dos

óbitos.

A figura 1 mostra, resumidamente, uma representação esquemática

do processo de Linkage entre as bases de dados do HFB, a base SINASC e a base

SIM.

A base inicial do HFB de janeiro de 2002 a dezembro de 2006

contava com 823 registros. Foram excluídos inicialmente 13 recém-nascidos com

peso menor que 500g e 72 recém-nascidos gemelares, tendo restado 738 registros.

Com o linkage com o SINASC, foram encontrados 711 pares de registros

considerados verdadeiros e 27 registros presentes na base de dados do HFB não

foram encontrados no SINASC. Foram identificados mais 95 novos registros de não-

gemelares identificados como do HFB que não constavam da base inicial do HFB

35 (identificados por meio do linkage, usando os códigos de estabelecimento do

HFB), totalizando 833 registros. Essa base completa, com 833 registros de

nascimento foi usada para o relacionamento com a base SIM.

Os recém-nascidos gemelares foram excluídos em função de os

mesmos compartilharem as mesmas informações maternas e, se fossem do mesmo

sexo, teriam como únicas variáveis discriminatórias o peso de nascimento e o escore

Apgar. Assim, na situação de ocorrência de óbito em apenas um dos gemelares, a

atribuição do óbito ao gemelar correto ficaria prejudicada (MÉRAY et al, 2007). Já a

exclusão dos recém-nascidos com peso inferior a 500g foi feita considerando-se as

recomendações do Centro Brasileiro da OMS para Classificação de Doenças quanto

à necessidade de registro de fetos com pesos de nascimento de 500g ou mais,

referendada pelo Município do Rio de Janeiro (Recomendação SMS nº1, de 3 de

maio de 2000) (www.saude.rio.rj.gov.br, acesso em 06/9/2008).

Por fim foram excluídos os 27 registros do HGB cujos números de

DN não foram encontrados, sendo muito provável que os mesmos fossem

natimortos. Foram excluídos também 10 registros com pesos de nascimento

discordantes entre as duas bases de dados, levando-se em consideração o peso de

nascimento que constava na base SINASC. Estes casos constavam com pesos

acima de 1500g no SINASC, ficando fora da faixa de peso de interesse, embora

constassem pesos abaixo de 1500g na base do HFB. A base de dados resultante

final para as análises contabilizou 796 registros, tendo entre estes, 228 óbitos. Os

796 recém-nascidos de muito baixo peso corresponderam a 7% de todos os

nascimentos no HGB no período.

Apesar de a base do HFB apresentar um número bem maior de

variáveis, neste estudo optamos por empregar as variáveis e valores presentes no

SINASC. Essa decisão foi tomada em função de ser o único conjunto de variáveis

disponíveis para todos os recém-nascidos estudados. Entretanto, nas situações em

que foram observados valores missing no SINASC, as informações foram

complementadas com os dados presentes na base HFB (peso de nascimento N=5)

e idade gestacional N=44)

36 As bases do SINASC e SIM com informações de indentificação

foram obtidas junto à Secretaria de Estado de Saúde e Defesa Civil do Rio de

Janeiro (SESDEC).

4.4 Linkage Probabilístico

Para a integração das bases de dados empregou-se a técnica de

linkage probabilístico de registros (CAMARGO & COELI, 2000) (CAMARGO & COELI,

2005), sendo utilizado o programa RecLink III (CAMARGO & COELI, 2005).

Inicialmente, foi realizada a integração da base do HFB com a do

SINASC, o que resultou na base de recém-nascidos de muito baixo peso do estudo.

Essa última foi, então, integrada com a base do SIM para a identificação de

ocorrência de óbitos. Em ambos os casos, inicialmente foi feita a padronização das

bases, visando a homogeneização de formatos e conteúdos dos campos (por

exemplo, quebra do campo nome em seus componentes e a transformação de

caracteres para caixa alta). Também em ambos os casos foram empregadas

estratégias de blocagem em múltiplos passos, tendo o número de passos variado

nos dois processos de integração (COELI & CAMARGO, 2002). No quadro 2 são

apresentados os passos e os campos usados para comparação no processo de

linkage da base do HFB com a base do SINASC. No quadro 3 são apresentadas as

informações relativas ao linkage entre a base resultante (linkage entre base do HFB

e SINASC) e a base SIM. O campo “nome da mãe” foi comparado utilizando-se

algoritmos baseados na distância de Levenshtein (LEVENSHTEIN, 1996), enquanto

os campos data foram comparados empregando-se o algoritmo para a diferença de

caracteres.

Em ambos os processos de linkage, foram estimados os parâmetros

de relacionamento no primeiro passo de blocagem, sendo as estimativas de

parâmetros calculadas empregando-se as rotinas baseadas em algoritmos EM

(Expectation Maximization) (JUNGER, 2006). Os escores dos links formados

variaram de 10,74 a - 7,73, na integração da base do HFB com a do SINASC e

de 28,27 a –11,27 na integração da base do estudo com o SIM, escores esses

considerados adequados para o processo. Em cada passo foi feita a revisão manual

37 de todos os links formados, empregando-se regras definidas a priori para a

atribuição do status do par (verdadeiro ou falso). Além dos campos empregados no

processo automático, foram utilizados os seguintes campos adicionais na revisão

manual: Para o linkage com o SINASC: nome completo da mãe, a data de

nascimento do filho, peso de nascimento e sexo, endereço e complemento, código

do bairro de residência, código do estabelecimento. Para o linkage com o SIM: nome

completo da mãe, data de nascimento do filho, peso de nascimento e sexo, bairro de

residência e data do óbito do filho.

Conforme descrito na seção anterior, após a exclusão de registros

de gemelares e com peso ao nascer inferior a 500 gramas a base do estudo

conteve 796 registros, sendo identificados 228 óbitos.

38 Figura 1 Representação esquemática do relacioname nto entre as bases de dados do HGB, SINASC e SIM, período de 2002 a 2006

UTI = 645 registros

Sala de parto e UI = 178 registros

Banco de dados do HFB = 823 registros

Banco de dados do SINASC = 1.137.831 registros

Linkage

27 registros presentes somente na base HFB

711 pares comuns às duas bases

95 registros presentes somente na base SINASC

833 registros

- 10 - 27

= 796 registros

Bases de dados do SIM = 721.361

Linkage

Base resultante HFB/SINASC para o estudo = 796 registros

228 óbitos encontrados

Exclusão de: 10 registros com pesos discordantes (<1500g no HFB e > 1500g no SINASC) 27 registrros do HGB sem DN

Banco de dados do HFB = 738 registros

Exclusão de: 72 gemelares 13 RNs <500g

39 Quadro 2 Passos e campos usados no linkage da base do HFB com a base SINASC Passos Campos de blocagem Campos de relacionamento

Passo 1 Passo2 Passo 3 Passo 4 Passo 5 Passo6 Passo7 Passo 8 Passo 9 Passo 10 Passo 11 Passo 12 Passo 13

Soundex do primeiro nome da mãe + soundex do último nome da mãe + ano de nascimento do filho Código do estabelecimento + ano de nascimento do filho Soundex do primeiro nome da mãe + ano de nascimento do filho Soundex do último nome da mãe + ano de nascimento do filho Primeiro nome da mãe + último nome da mãe Primeiro nome da mãe + ano de nascimento do filho Soundex do primeiro nome da mãe Data de nascimento do filho Soundex do último nome da mãe Código do estabelecimento + código do estabelecimento 1 Código de estabelecimento + + código do estabelecimento 2 Código do estabelecimento + + ano de nascimento do filho Soundex do primeiro nome da mãe + ano de nascimento do filho

Nome completo da mãe, data de nascimento do filho, peso e sexo Nome completo da mãe, data de nascimento do filho,peso, código do município de residência e sexo Nome completo da mãe, data do nascimento do filho Nome completo da mãe, data de nascimento do filho Nome completo da mãe, data de nascimento do filho Nome completo da mãe, data de nascimento do filho Nome completo da mãe, data de nascimento do filho Nome completo da mãe Nome completo da mãe, data de nascimento do filho Nome completo da mãe + data de nascimento do filho Nome completo da mãe + data de nascimento do filho Nome da mãe, data de nascimento do filho, código do município de residência e sexo Nome completo da mãe

40 Quadro 3 Passos e campos usados no linkage da base de estudo com a base do SIM. Passos

Campos de blocagem

Campos de relacionamento

Passo 1

Primeiro nome da mãe + último nome da mãe + + ano de nascimento do filho + + código do município de residência

Nome completo da mãe, data do nascimento do filho

Passo 2 Primeiro nome da mãe + ano de nascimento do filho + código do município de residência


Passo 3 Último nome da mãe + ano de nascimento do filho + código do município de residência


Passo 4 Soundex do primeiro nome da mãe + + Soundex do último nome da mãe + código do Município de residência


Passo 5 Soundex do primeiro nome da mãe + ano de nascimento do filho


Passo 6 Soundex do último nome da mãe + ano de nascimento do filho


Passo 7 Soundex do primeiro nome da mãe


Passo 8 Soundex do último nome da mãe


Passo 9 Ano de nascimento do filho + data do óbito do filho

Nome completo da mãe, data do Nascimento do filho

41 4.5 Variáveis

4.5.1 Características maternas

Idade: registrada no SINASC como variável contínua (anos de vida), foi classificada

em três categorias: “10 a 19 anos”, “de 20 a 29 anos” e “mais de 30 anos”.

Escolaridade: no SINASC essa variável é categorizada em cinco faixas segundo o

número de anos de estudo: “nenhum”, “de 1 a 3”, “de 4 a 7”, “de 8 a 11” e “12 e

mais”. No presente estudo optamos por definir três categorias: “3 anos ou menos de

estudo”, “4 a 7 anos de estudo” e “8 ou mais anos de estudo”.

Situação conjugal: as categorias do SINASC (solteira, casada, viúva ou separada

judicialmente) foram agrupadas em: “unidas” ou “não unidas”.

4.5.2 Características do cuidado

Pré-natal: número de consultas : na base do SINASC constavam quatro categorias:

“nenhuma consulta”, “1 a 3 consultas”, “4 a 6 consultas” e “7 ou mais consultas”.

Como muitos dos recém-nascidos de baixo peso são também prematuros, optamos

por empregar as seguintes faixas: “ menos de 3 consultas” ou “3 ou mais consultas”

Tipo de parto: duas categorias: “vaginal” ou “cesáreo”, conforme a classificação

original do SINASC.

4.5.3 Características dos recém-nascidos

Peso de nascimento: no SINASC a variável é registrada como contínua. Para as

análises descritivas e cálculo de proporções de mortalidade, empregamos as

seguintes categorias de peso: “de 500 a 749 gramas”; “de 750 a 999 gramas”, “de

1000 a 1249 gramas” e “de 1250 a 15000 gramas”. Já para a análise de sobrevida

optamos por agrupar as duas últimas categorias.

42 Índice de Apgar no 5º minuto de vida: essa variável é registrada no SINASC

com valores inteiros de 0 a 10. Para esse estudo foi categorizada em dois níveis:

“menor que 7” ou “maior ou igual a 7”.

Sexo: “masculino” e “feminino”.

Idade gestacional: Os escores de idade gestacional foram coletados das

declarações de nascidos vivos em consulta à base SINASC e complementados, nos

casos de registros sem essa informação, com os valores presentes no banco do

HGB. Para a estimativa da idade gestacional dos pacientes do banco do HGB foram

utilizados a data da última menstruação (DUM), a ultrassonografia do primeiro

trimestre, o escore Ballard modificado (BALLARD et al, 1991) ou o Capurro,

preferencialmente nesta ordem. Na base SINASC são registradas as seguintes

categorias: menores de 22 semanas, de 22 a 27 semanas, de 28 a 31 semanas, de

32 a 36 semanas e maiores de 36 semanas. Optamos por reagrupar em: “27

semanas ou menos”, “de 28 a 31 semanas” e “32 u mais semanas”.

4.5.4 Variável de Desfecho

Óbito no período de até um ano após o nascimento.

Causas de óbito

Para a descrição das principais causas de óbito foi consultada a

Classificação Estatística Internacional de Doenças e Problemas Relacionados à

Saúde décima revisão, 2008, Volume I (CID10), do Centro Colaborador da OMS

para Classificação de Doenças em Português (CBCD). Algumas subcategorias

dentro do capítulo XVI “Algumas Afecções originadas no período perinatal” foram

reagrupadas, destacando-se os problemas respiratórios do recém-nascido como

grupo específico de causas (códigos: P220, P240, P251, P285), a asfixia ao nascer

e os fatores da gestação e parto (P000 a P219), a sepse bacteriana ou fúngica,

43 juntamente com as enterocolites (P361, P369, P378, P390, P399, A419, B49,

P77) e as malformações congênitas sem especificação de gravidade (Q000 a Q913).

4.6 Análise de Dados

As análises foram realizadas empregando-se o programa Stata 9.0

(STATA CORPORATION, 2003). Os resultados foram apresentados por meio dos

valores de mediana e demais quartis das distribuições das variáveis contínuas,

enquanto que as variáveis categóricas foram apresentadas como proporções. Foi

empregado o teste do qui-quadrado para avaliar as diferenças no perfil dos recém-

nascidos segundo categorias de peso. Foram calculadas as proporções de óbito e

seus respectivos intervalos de confiança segundo estratos de peso de nascimento e

período do óbito. Para a estimativa da sobrevida, considerou-se o tempo desde o

nascimento até a ocorrência do óbito. Foram considerados como casos censurados

os recém-nascidos que permaneceram vivos ao final do período de observação (um

ano). Empregou-se o método de Kaplan-Meier para a estimativa da probabilidade

cumulativa de sobrevida no tempo segundo os estratos de cada variável de

interesse. Para as comparações entre as diversas curvas foi utilizado o teste Log-

rank.

A associação entre a escolaridade materna e a sobrevida dos recém-

nascidos foi avaliada por meio de modelos de riscos proporcionais de Cox, ajustando

para: cuidado pré-natal, peso ao nascer, semanas de gestação e sexo do recém-

nascido. O sexo do recém-nascido foi incluído no modelo final por ser considerado

fator de risco para mortalidade infantil em vários estudos e ter apresentado

significância estatística ao nível de alfa = 0,10 em nossa população de estudo. A

idade materna, embora represente reconhecido fator de risco para a mortalidade

infantil, não foi incluída em nosso modelo final por apresentar comportamento não

esperado na análise bivariada, i.e., com menor risco sendo observado para as faixas

extremas de idade. Esse padrão sugere fortemente a ocorrência de um viés de

sobrevivência seletiva, por talvez as mães mais jovens terem mais perdas fetais

precoces. Julgamos que a inclusão da idade materna no modelo poderia prejudicar a

44 interpretação dos resultados. O pressuposto de proporcionalidade dos riscos foi

avaliado por meio de teste estatístico baseado na distribuição dos resíduos de

Schoenfeld e métodos gráficos (gráficos log-log e comparações entre estimativas

obtidas pelo método de Kaplan-Meier e valores preditos pelo modelo proporcional de

Cox).

4.7 Aspectos Éticos

A pesquisa proposta foi desenvolvida de acordo com os princípios

éticos de respeito pela pessoa, beneficência e justiça, seguindo as diretrizes e

normas regulamentadoras da Resolução Nº 196/96 do Ministério da Saúde. Foi

garantido o anonimato e o sigilo dos dados coletados. Para o linkage de dados,

tomou-se como referência os mesmos princípios adotados pelo Statistics Canada

(CONSOLIDATED STATUTES OF CANADA, PRIVACY ACT, 1980) e pelo Council

for International Organizations of Medical Sciences (CIOMS) (2008). São previstas

normas restritas visando garantir a segurança dos dados e o sigilo das informações.

As bases utilizadas durante o processo de linkage probabilístico somente incluíram

os campos de identificação necessários para o processo de linkage, i.e., nenhum

campo adicional que possa armazenar informações potencialmente sensíveis (ex.

causas de óbitos) esteve disponível conjuntamente com as informações de

identificação do participante durante a execução dos procedimentos de linkage

probabilístico. Ao final do processo de linkage, foram apagadas todas as

informações de identificação na base resultante, sendo mantidos apenas o campo

com a informação do identificador unívoco (ex: número da DO). Esses últimos foram,

então, empregados para a recuperação, de forma determinística, das informações

de interesse nas demais bases (ex. causa do óbito).

O projeto foi desenvolvido no Laboratório de Métodos Estatísticos e

Computacionais de Saúde (LABMECS) do Instituto de Estudos em Saúde Coletiva

(IESC) da Universidade Federal do Rio de Janeiro (UFRJ), onde são desenvolvidas

atividades de linkage de bases de dados, sendo adotadas normas rígidas para a

segurança de dados. Todos os pesquisadores que atuam nesse laboratório assinam

termo de compromisso para uso de bases de dados confidenciais (apresentado em

45 anexo).

O projeto avaliado pelo Comitê de Ética e Pesquisa do Hospital

Geral de Bonsucesso (nº CEPHGB39/09), tendo sido aprovado em 14/09/2009.

46 5 Referências Bibliográficas da primeira parte AHMAD, O. B., LOPEZ, A. D.; INOUE, M. The decline in child mortality: a reappraisal. Bulletin of the World Health Organization. v. 78, n. 10, p. 1175-1191. 2000. ALEXANDER, G. R. et al. A United States National Reference for Fetal Growth. Obstetrics & Gynecology. v. 87, n. 2, p. 163-168. 1996 ALMEIDA, M. F. B. et al. Perinatal factors associated with early deaths of preterm infants born in Brazilian Network on Neonatal Research Centers. Jornal de Pediatria. Rio de Janeiro, v. 84, n. 4, p. 300-307. 2008. ANDRADE, C. L. T. et al. Desigualdades sócio-econômicas de baixo peso ao nascer e da mortalidade perinatal no Município do Rio de janeiro, 2001. Cadernos de Saúde Pública , v. 20, n. 1, p. S44-S51. 2004. ANDRADE, C. L. T.; SZWARCWALD, C. L.; CASTILHO, E. A. Baixo peso ao nascer no Brasil de acordo com as informações sobre nascidos vivos do Ministério da saúde, 2005. Cadernos de Saúde Pública , v. 24, n. 11, p. 2564 –2572. 2008. AQUINO, T. A. et al. Fatores de risco para a mortalidade perinatal em Recife, Pernambuco, Brasil, 2003. Epidemiologia em Serviços de Saúde , v. 16, n. 2, p. 132-135. 2007. ARIAS, E. et al. Annual summary of vital statistics – 2002. Pediatrics , v. 112, n. 6, p. 1215-1230. 2003. BALLARD, J. L. et al. New ballard score, expanded to include extremely premature infants. Journal of Pediatrics , v. 119, n. 3, p. 417-423. 1991. BARBOSA, A. D. M., Medicina neonatal . Rio de Janeiro: Revinter, 2006. p. 110-119. BARNABÉ, J. V. et al. Risks factors for low birth weight: a review. European Journal of Obstetrics & Ginecology and Reprodutive Biology , v. 116, n. 1, p. 3-15. 2004. BARROS, F. C. et al. Preterm births, low birth weight and intrauterine growth restriction in three birth cohorts in Southern Brazil: 1982,1993, 2004. Cadernos de Saúde Pública , v. 24, n. 3, p. 390-398. 2008. BLACK, R. E.; MORRIS, S. S.; BRYCE, J. Where and why are 10 million children dying every year? The Lancet , v. 361, n. 9376, p. 2226-2234. 2003. BLAKELY, T.; SALMOND, C. Probabilistic record linkage and a method to calculate the positive predictive value. International Journal of Epidemiology, n. 31, p. 1246-1252. 2002.

47 BRENNER, H.; SCHMIDTMANN, I.; STEGMAIER, C. Effects of record linkage errors on registry-based follow-up studies. Statistics in medicine , n. 16, p. 2633-2643. 1997. BRASIL. Ministério da Saúde. Agência Nacional de Saúde Suplementar. O modelo de atenção obstétrica no setor de saúde suplementar no Brasil: cenários e perspectivas. Disponível em: < www.ans.gov.br > Acesso em: 27. mar. 2009. BRASIL. Ministério da Saúde. Secretaria de Atenção à Saúde. Departamento de Ações Programáticas. Manual de vigilância do óbito infantil e fetal e do Comitê de Prevenção do Óbito Infantil e Fetal. Brasília: Editora do Ministério da saúde, 2009. BRASIL. Ministério da Saúde. Secretaria de Vigilância em Saúde. Manual de vigilância do óbito infantil e fetal e do comitê de prevenção do óbito infantil e fetal. [S.l.: s.n., s.d.] BRASIL. Ministério da Saúde. Secretaria de Vigilância em Saúde. Saúde Brasil 2006: uma análise da situação de saúde no Brasil. [S.l.: s.n.], 2006. BRASIL. Ministério da Saúde. Secretaria de Vigilância em Saúde. Sistema de Informações sobre Mortalidade . Disponível em <datasus.gov.br> Acesso em 20. jan. 2010. CALLAGHAN, W. M. et al. The contribution of preterm birth to infant mortality rates in the United States. Pediatrics , n. 118, p. 1566-1573. 2006. CAMARGO, K.R.; COELI, C. M. Reclink: aplicativo para o relacionamento de bases de dados, implementando mo método probabilistic record linkage. Cadernos de Saúde Pública , v. 16, n. 2, p. 439-447. 2000. ________. Relacionamento de bases de dados em saúde. Cadernos de Saúde Coletiva , Rio de Janeiro, v. 14, n. 2, p. 195-196. 2006. CARDOSO, L. E. M. B.; FALCÃO, M. C. Análise do crescimento de recém-nascidos pré-termo de muito baixo peso através de curvas de crescimento pré e pós- natal. Revista Brasileira de Nutrição Clínica , v. 21, n. 4, p. 278-283. 2006. CARVALHO, A. B. R.; BRITO, A. S. J.; MATSUO, T. Assistência à saúde e mortalidade de recém-nascidos de muito baixo peso. Revista de Saúde Pública , v. 41, n. 6, p. 1003-1012. 2007. CARVALHO, M.; GOMES, M. A. A mortalidade do prematuro extremo em nosso meio: realidade e desafios. Jornal de Pediatria , v. 81, n. 1, p. S111-S118. 2005. CASTRO, E. C.; LEITE, A. J. Hospital mortality rates of infants with birth weight less than ore equal to 1,500 g in the northeast of Brazil. Jornal de Pediatria, Rio de Janeiro, v. 83, n. 1, p. 27-32. 2007.

48 CECCON, M. E. J. R. O peso do recém-nascido como fator de risco para morbidade e mortalidade: como interpretar? Pediatria de São Paulo , v. 29, n. 3, p. 162-164. 2007. CLOHERTY, J. P.; EICHENWALD, E. C.; STARK, A. R. Manual of neonatal care . 5.ed. Philadelphia, USA: Williams & Wilkins, 2004. p. 2-7. COELI, C. M. Vigilância do diabetes mellitus em uma população id osa: aplicação da metodologia de captura-recaptura. 1998 Tese (Doutorado). Instituto de Medicina Social, Universidade do Estado do Rio de Janeiro. Rio de Janeiro, 1998. COELI, C. M.; CAMARGO, K. R. Avaliação de diferentes estratégias de blocagem no relacionamento probabilístico de registros. Revista Brasileira de Epidemiologia , v. 5, n. 2, p. 185-196. 2002. COOKE, R. W. I. Preterm mortality and morbidity over 25 years. Archives of Disease in Child - Fetal Neonatal , n. 91, p. 293-294. 2006. COUTINHO, E. S. F.; COELI, C. M. Acurácia da metodologia de relacionamento probabilístico de registros para identificação de óbitos em estudos de sobrevida. Cadernos de Saúde Pública , Rio de Janeiro, v. 22, n. 10, p. 2249-2252. 2006. COUTINHO, R. G. M. et al. Sensibilidade do linkage probabilístico na identificação de nascimentos informados: estudo pró-saúde. Revista de Saúde Pública , v. 42, n. 6, p. 1097-1100. 2008. D’APRAMONT, I.; GEDERLINY, A. VLBW twins versus singleton morbimortalidade outcomes. Pediatric Research , v. 57, n. 6, p. 992. 2005. DEAN, J. M. Probabilistic linkage of records . November, 15th, 1997 < http:/ www.nedarc.med.utah.edu/edarc/linkage/description/pro-links/prob2.htlm>. DRAPPER, E. S. et al. Mortality patterns among very preterm babies: a comparative analysis of two European regions in France and England. Archives of Disease in Child - Fetal Neonatal , n. 92, p. 356-360. 2007. ________. et al. Prediction of survival for preterm birth by weight and gestational age: retrospective population based study. British Medical Journal , n. 319, p. 1093-1097. 1999. DRUMOND, E. F.; MACHADO, C. J.; FRANÇA, E. Óbitos neonatais precoces; análises de causas múltiplas de morte pelo método de Grade of Membership. Scientific Library Online , 2007.

49 DUARTE, J. L. M. B., MENDONÇA, G. A. S. Comparação da mortalidade neonatal em recém-nascidos de muito baixo peso ao nascimento, em maternidades do Município do Rio de Janeiro, Brasil. Cadernos de Saúde Pública , Rio de Janeiro, v. 21, n. 5, p. 1441-1447. 2005. ________. Avaliação dos óbitos neonatais em recém-nascidos de muito baixo peso em quatro maternidades no Município do Rio de Janeiro, Brasil. Cadernos de Saúde Pública , v. 21, n. 2, p. 387-395. 2005. ________. Fatores associados à morte neonatal em recém-nascidos de muito baixo peso em quatro maternidades do Município do Rio de Janeiro, Brasil. Cadernos de Saúde Pública , v. 21, n. 1, p. 181-191. 2005. EHRENKRANZ, R. A. et al. Longitudinal growth of hospitalized very low birth weight infants. Pediatrics , n. 104, p. 280-289. 1999. EVANS, N. et al. Prenatal predictors of mortality in very preterm infants cared for in the australian and New Zealand Neonatal Network. Archives of Disease in Child - Fetal Neonatal , n. 92, p. 34-40. 2007. FANAROFF, A. A. et al. Trends in neonatal morbidity and mortality for very low birthweight infants. American Journal of Obstetric and Gynecology , n. 196, p.147-148. 2007. FIELD, D. J. et al. Survival of extremely premature babies in a geographically defined population: prospective cohort study of 1994-9 compared with 2000-5. British Medical Journal , n 336, p. 1221-1223. 2008. FONSECA, S. C.; COUTINHO, E. S. F. Pesquisa sobre mortalidade perinatal no Brasil: revisão da metodologia e dos resultados. Cadernos de Saúde Pública , v. 20, n. 1, p. 7-19. 2004. Erro! A referência de hyperlink não é válida. GOLDANI, M. Z. et al. Increase in preterm and low-birth-weight rates over time and their impact on infant mortality in south-east Brazil. Journal of Biossocial Science , n. 36, p. 177-188. 2004. GOMES, M. A. S. et al. Assistência e mortalidade neonatal no setor público do Município do Rio de Janeiro, Brasil: uma análise do período 1994-2000. Cadernos de Saúde Pública , v. 21, n. 4, p. 1269-1277. 2005. GORTMARKER, S. L.; WISE, P. H. The first injustice: socioeconomic disparities, health services technology, and infant mortality. Annual Review of Sociology , n. 23, p. 147-170. 1997. HOWE, G. Use of computerized Record linkage in cohort studies. Epidemiologic Reviews , n. 20, p. 112-121. 1998.

50 INSTITUTO BRASILEIRO DE GEOGRAFIA E ESTATÍSTICA. Projeção da população do Brasil por sexo e idade 1980-2050: revisão 2008. Estudos e pesquisa Informação demográfica e socioeconômica, n. 24. ________. Evolução e perspectivas da mortalidade infantil no Brasil. Estudos e Pesquisas Informação Demográfica e Socioeconômica, n. 2, 1999. INTERNATIONAL NEONATAL NETWORK. The CRIB (clinical risk index for babies) score: a tool for accessing initial neonatal risk and comparing performance of neonatal intensive care units. The Lancet , n. 342, p. 193-198. 1993. ITABASHI, K. et al. Mortality rates for extremely low birth weight infants born in Japan in 2005. Pediatrics , v. 123, n. 2, p. 444-450. 2009. JARO, M. A. Advances in record linkage methodology as applied to matching the 1985 Census of Tampa, Florida. Journal of the American Statistical Association , n. 84, p. 414-420. JEFFREY, D. et al. Trends in mortality and morbidity for very low birth weight infants, 1991-1999. Pediatrics, n. 110, p. 143-151. 2002. JOHANZON, M. et al. Extreme preterm birth onset of delivery and its effect on infant survival and morbidity. Obstetrics & Gynecology , n. 111, p. 42-49. 2008. JOSEPH, K. S. et al. Changes in stillbirth and infant mortality associated with increases in preterm birth among twins. Pediatrics , n. 108, p. 1055-1061. 2001. JUNGER, W. L. Estimação de parâmetros de relacionamento probabilístico de bancos de dados: uma aplicação do algoritmo EM para o RECLINK. Cadernos de Saúde Coletiva , v. 14, n. 2, p. 225-232. 2006. KLEINE, M. J. K. et al. Lower mortality but higher neonatal morbidity over a decade in very preterm infants. Pediatric and Perinatal Epidemiology , n. 21, p. 5-25. 2007. KRAMER, M. S. Determinants of low birth weight: methodological assessment and meta- analysis. Bulletin of the World Health Organization , n. 65, p. 663 -737. 1987. KRAMER, M. S. et al. The contribution of mild and moderate preterm birth to infant mortality. Journal of the American Medical Association , n. 284, p. 843-849. 2000. KUGELMAN, A. et al. Post discharge infant mortality among very low birth weight infants: a population-based study. Pediatrics , v. 120, n. 4, p. 788-794. 2007. LEAL, M. C. et al. Fatores associados à morbimortalidade perinatal em uma amostra de maternidades públicas e privadas do Município do Rio de Janeiro, 1999-2001. Cadernos de Saúde Pública , v. 20, n. 1, p. 520 – 533. 2004.

51 LEAL, M. C.; SZWARCWALD, C. L. Evolução da mortalidade neonatal no Estado do Rio de Janeiro, Brasil (1979-1993): análise por causa segundo grupo de idade e região de residência. Cadernos de Saúde Pública , v. 12, n. 2, p. 243-252. 1996. LIMA, E. V. et al. Sobrevida de recém- nascidos de muito baixo peso em maternidade privada de nível terciário. Revista Paulista de Pediatria , v. 24, n. 2, p. 155-162. 2006. LEVENSHTEIN, V. I. Binary codes capable of correcting deletions, insertions and reversals. Soviet Physics Doklady , n. 10, p. 707-710. 1996. LOPEZ, N. B.; CHOONARA, I. Can we reduce the number of low-birth-weight babies?: the cuban experience. Neonatology , n. 95, p. 193-197. 2009. LORENZ, J. M. The outcome of extreme prematurity. Seminars in Perinatology , v. 25, n. 5, p. 348-359. 2001. LUBCHENCO L.O. et al. Intrauterine growth as estimated from liveborn birth weight data at 24 to 42 weeks of gestation. Journal of Pediatrics ,n. 32, p. 793-800. 1963. MACDORMAN, M. F.; MATHEUS, T. J. Recent trends in infant mortality in the United States : NCHS data brief, 9. Hyttasville, MD: National Center for Health Statistics. 2008. Disponível em: < www.cdc.gov/nchs/data > Acesso em: 19 out. 2008. MACHADO, C. J.; HILL, K. Determinantes da mortalidade neonatal e pós-neonatal no município de São Paulo. Revista Brasileira de Epidemiologia , v. 6, n. 4, p. 345-358. 2003. MALLOY, M. H.; FREEMAN, D. H. Birth weight and gestational age-specific sudden infant death syndrome mortality: United States, 1991 versus 1995. Pediatrics , n. 105; 1227-1231. 2000. MALVIEIRA, S. S. et al. Recém-nascidos de muito baixo peso em um hospital de referência. Revista Paraense de Medicina , v. 20, n. 1, p. 41-46. 2006. MARIOTONI, G. G. B.; BARROS FILHO, A. A. Peso ao nascer e mortalidade hospitalar entre nascidos vivos, 1975-1996. Revista de Saúde Pública , v. 34, n. 1, p. 71-76. 2000. MARLOW, N. et al. Neurologic and developmental disability at six years of age after extremely preterm birth. New England Journal of Medicine , n. 352, p. 9-19. 2005. MARSHALL, G. et al. A new score for predicting neonatal very low birth weight mortality risk in the NEOCOSUR south american network. Journal of Perinatology , n. 25, p. 577-582. 2005. MARTIN, J. A. et al. Annual summary of vital statistics: 2006. Pediatrics , v. 121, n. 4, p. 788-801. 2008.

52 MATHEWS, T. J.; MACDORMAN, M. F. Infant mortality statistics from the 2004 period linked birth/infant death data set. National Vital Statistics Report , v. 55, n. 14, p.1-32, 2007. MATIJASEVICH, A. et al. Perinatal mortality in three population-based cohorts from Southern Brazil: trends and differences. Cadernos de Saúde Pública , v. 24, sup.3, p. s399-s408. 2008. MENEZES, A. M. B. et al. Infant mortality in Pelotas, Brazil: a comparison of risk factors in two birth cohorts. Revista Panamericana de Salud Publica , v. 18, n. 6, p. 439-446. 2005. MÉRAY, N. et al. Probabilistic record linkage is a valid and transparent tool to combine databases without a patient identification number. Journal of Clinical Epidemiology , n. 60, p. 883-891. 2007. MORALES, L. S. et al. Mortality among very low-birth-weight infants in hospitals serving minority populations. American Journal of Public Health , n. 85, p. 3306-3311. 2005. ORGANIZAÇÃO MUNDIAL DA SAÚDE. Classificação estatística internacional de doenças e problemas relacionados à saúde. 10ª rev. São Paulo: CBCD, 1995. v.1-2. OSBORN, D. A.; PARADISES, M.; EVANS N. The effect of inotropics on morbidity and mortality in preterm infants with low systemic or organ blood flow. Cochrane Database Systematic Review , n.1, p. 1469-1493. 2007. PACHECO, A. G. et al. Validation of a hierarchical deterministic record-linkage algorithim using data from 2 different cohorts of human immmunodeficiency virus-infected persons and mortality databases in Brazil. American Journal of Epidemiology, Advance Access , oct., 2008. PAIVA, N. S. et al. Sistema de informações sobre nascidos vivos; um estudo de revisão. Ciência e Saúde Coletiva da Associação Brasileira de Pós-Graduação em Saúde Coletiva . 2008. PAULUCCI, R. S. C.; NASCIMENTO, L. F. C. Mortalidade neonatal em Taubaté: um estudo caso-controle. Revista Paulista de Pediatria , v. 25, n. 4, p. 358-363. 2007. PEREIRA, P. M. H. et al. Mortalidade neonatal hospitalar na coorte de nascidos vivos em maternidade-escola na Região Nordeste do Brasil, 2001-2003. Epidemiologia e Serviços de Saúde , v. 15, n. 4, p. 19-28. 2006. PEYNEAU, P. L. D. Fatores de risco para a ocorrência de restrição do ganho de peso extra-uterino de prematuro de muito baixo peso ao nascer. 2008. 90f.

53 Dissertação (Mestrado em Saúde Coletiva) - Instituto de Medicina Social da Universidade do Rio de Janeiro, 2008. REDE INTERAGENCIAL DE INFORMAÇÕES PARA A SAÚDE. Indicadores e dados básicos para a saúde 2007 : tema do ano: nascimentos no Brasil. [S.l: s.n.], 2007. ________. Indicadores e dados básicos para a saúde 2007 : tema do ano: nascimentos no Brasil. Indicador F.10. Disponível em: < datasus.gov.br/idb > RIO DE JANEIRO. Secretaria Municipal de Saúde. Gerência de Informações Epidemiológicas. Mortalidade perinatal na cidade do Rio de Janeiro – 2004. Publicada em: 2005. Disponível em; < www.saude.rio.rj.gov.br > Acesso em: 06. set. 2008. RIO DE JANEIRO. Secretaria Municipal de Saúde. Gerência de Informações Epidemiológicas. Nascimentos no Município do Rio de Janeiro . Disponível em: < www.saude.rio.rj.gov.br > Acesso em: 06. set. 2008. ROOS, L. L. et al. From health research to social research: privacy, methods, approaches. Social Science and Medicine , n. 66, p. 117-129. 2008. SAIGAL, S.; DOYLE, L. W. An overview of mortality and sequelae of preterm birth from infancy to adulthood. The Lancet , n. 371, p. 261-269. 2008. SARQUIS, A. L. F.; MIYAKI, M.; CAT, M. N. L. Aplicação do escore CRIB para avaliar o risco de mortalidade neonatal. Jornal de Pediatria , n. 78, p. 225-229. 2002. SILVA, L. M. et al. Racial inequalities and perinatal health in the southeast of Brazil. Brazilian Journal of Medical and Biological Researc h, n. 40, p. 1186-1194. 2007. SILVEIRA, M. F. et al. Determinants of preterm birth: Pelotas, Rio Grande do Sul State, Brazil, 2004 birth cohort. Cadernos de Saúde Pública , v. 26, n. 1, p. 185-194. 2010. SMITH, M. S. et al. Socioeconomics inequalities in very preterm birth rates. Archives of Diseases in Child - Fetal and Neonatal , n. 92, p. 11-14. 2007. SPENCER N. The effect of income inequality and macro-level social policy on infant mortality and low birth weight in developed countries: a preliminary systematic review. Child Care Health Development , n. 30, p. 699-709. 2004. STATA CORPORATION. Stata Statistical Software . Texas, US, 2003. STATISTICS CANADA, Consolidated Statutes of Canada: Privacy Act, 1980 – 81 – 82 – 83, c. 111 Sch. II “1”. Purpose Act, 1980 – 81 – 82 – 83, c. 111 SCH. II “2”. Disponível em: < www. Statcan.gc.ca >

54 STOLL, B. J. et al. Late-onset-sepsis in very low birth weight neonates: the experience of the NICHD Neonatal Network. Pediatrics , v. 110, n. 2, p. 285-291. 2002. SZWARCWALD, C. L. et al. Estimação da mortalidade infantil no Brasil: o que dizem as informações sobre óbitos e nascimento do Ministério da Saúde? Cadernos de Saúde Pública , v. 18, n. 5, p. 1389-1400. 2002. TANAKA, A. C. D’A.; MADI, J. M. Fatores de risco associados ao nascimento de recém-nascidos de muito baixo peso em uma população de baixa renda. Cadernos de Saúde Pública , v. 23, n. 12, p. 2869-2877. 2007. THEME FILHA, M. M. et al. Confiabilidade do Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos Hospitalares no Município do Rio de Janeiro, 1999-2001. Cadernos de Saúde Pública , v. 20, n. 1, p. 583 -591. 2004. TOMASHEK, K. M. et al. Differences in mortality between late-preterm and term singleton infants in the United States, 1995-2002. Journal of Pediatrics , n. 151, p. 450-456. 2007. TOMMISKA, V.; TUOMINEM, R.; FELLMAN, V. Economic cost of care in extremely low birth weight infants during the 2 first years of life. Pediatric Critical Care Medicine , n. 4, p. 157-163. 2003. TYSON, J. E. et al. Intensive care for extreme prematurity-moving beyond gestational age. New England Journal Medicine , n. 358, p. 1672-1681. 2008. UNITED NATIONS GENERAL ASSEMBLY. A/RES/55/2. 2000. New York. United Nations Millenium Declaration . United Nations Documentations, September 8th, 2000. VICTORA, C. G. et al. Socio-economic and ethnic group inequities in antenatal care quality in the public and private sector in Brazil. Health Policy and Planning Advance Access, February 1, 2010. VOHR, B. R. et al. Neurodevelopment and functional outcomes of extremely low birth weight infants in the National Institute of Child Health and Human Development Neonatal Research Network, 1993-1994. Pediatrics , n. 105, p. 216-1226. 2000. ________ et al. Center differences and outcomes of extremely low birth weight infants. Pediatrics , n. 113: 781-789. 2004. WILLIAMS, R. L. et al. Fetal growth and perinatal viability in California. Obstetrics & Gynecology , n. 59: 624-632. 1982.

55 WORLD HEALTH ORGANIZATION, 2006. WHO Library-Cataloguing-in-Publication Data. Neonatal and perinatal mortality: country, regional and global estimates. YOUNG, P. C. et al. Mortality of late-preterm (Near-Term): newborns in Utah. Pediatrics , n. 119, p. e659-e665. 2007.

56 6 Resultados

Segunda parte

Artigo

57 Artigo: MORTALIDADE EM UM ANO DE RECÉM-NASCIDOS DE MUITO B AIXO

PESO ASSISTIDOS POR UMA UNIDADE NONATAL NO RIO DE J ANEIRO

58 MORTALIDADE EM UM ANO DE RECÉM-NASCIDOS DE MUITO BAIXO PESO

ASSISTIDOS POR UMA UNIDADE NEONATAL NO RIO DE JANE IRO

One-year mortality of very low birth weight infants assisted by a Neonatal Unit in Rio de Janeiro.

59 CARDOSO, Regina Coeli Azeredo. MORTALIDADE EM UM ANO DE RECÉM-NASCIDOS DE MUITO BAIXO PESO ASSISTIDOS POR UMA UNI DADE NEONATAL NO RIO DE JANEIRO, Instituto de Estudos de Saúde Coletiva, Universidade Federal do Rio de Janeiro, Rio de Janeiro, 2010.

Introdução: A associação entre baixo peso de nascimento e

mortalidade infantil é consistentemente apontada na literatura, mas poucos estudos

brasileiros avaliaram a mortalidade dentro do primeiro ano de vida entre recém-natos

de muito baixo peso. Objetivos: a avaliar a mortalidade em um ano após o

nascimento de recém-nascidos de muito baixo peso procedentes de uma Unidade

da Rede Pública do Rio de Janeiro, Brasil, em um período de cinco anos (de 2002 a

2006) (N=796). Métodos: estudo de coorte não concorrente empregando o método

linkage probabilístico de registros para identificação da mortalidade no período de

um ano. Foram calculadas as proporções dos óbitos segundo categorias de peso e

período do óbito, sendo descritas as principais causas básicas dos óbitos por

período de ocorrência. Empregou-se o método de Kaplan-Meier para a estimativa da

probabilidade cumulativa de sobrevida no tempo tanto globalmente quanto segundo

os estratos de cada variável de interesse. A associação entre a escolaridade

materna e a sobrevida dos recém-nascidos foi avaliada por meio de modelos de

riscos proporcionais de Cox, ajustando para: cuidado pré-natal, peso ao nascer,

semanas de gestação e sexo do recém-nascido. Resultados: O estudo incluiu 796

recém-nascidos de muito baixo peso. Destes, 228 (28,6%) morreram antes de

completar um ano de vida, sendo o componente neonatal se 20,2% e o neonatal

precoce de 14,7%. A mortalidade foi mais elevada nas faixas de peso menores,

sendo igual a 71,6% na faixa de 500 a 749g. Entre as causas de óbito, a sepse

predominou em todos os períodos. Recém-nascidos cujas mães tinham 3 ou menos

60 anos de estudo tiveram risco aproximadamente 2,5 vezes maior de óbito em

relação aqueles cujas mães tinham oito ou mais anos de estudo, mesmo após o

ajuste para potenciais fatores intermediários. Conclusão : Nossos resultados

confirmam achados da literatura evidenciando uma elevada mortalidade entre os

recém-nascidos de muito baixo peso. A baixa escolaridade materna se mostrou

preditor independente de óbito na população de baixa renda por nós estudada.

Palavras-chave: Mortalidade Infantil, Muito Baixo Peso ao nascer, coorte, linkage

probabilístico de registros, Sistemas de Informação em Saúde

61 Abstract

Background : The association between low birth weight and mortality

has been consistently shown in medical literature, but few Brazilian studies had

evaluated very low birth weight mortality through the first year of life. Objectives: to

evaluate mortality within one year of birth of very low birth weight newborns assisted

by a Public Neonatal Unit in Rio de Janeiro, Brazil, in a five year period (2002-2006)

(N=796). Methods : A retrospective cohort study was carried out using the

probabilistic linkage method in order to identify mortality in a one year period. Death

proportions were calculated according to birth weight groups and death period and

the principal basic causes of death were listed according to periods. The Kaplan-

Meier method was used to estimate the overall cumulative survival probability and

the survival probability according to variable of interest through the observation

period. The association between maternal schooling and survival of very low birth

weight newborns was evaluated by means of proportional risk Cox models adjusted

for: antenatal care, birth weight, gestational age and the newborn’s sex. Results:

This study included 796 very low birth weight newborns. Of these newborns, 228

(28.6%) were dead before one year. Neonatal mortality was 20,2% and early

neonatal mortality was 14.7%. Mortality was higher for the lowest weight group, at

71.6% for the 500 to 749g group. Sepsis was the main cause of all periods.

Newborns whose mothers had three years of schooling or less had a risk of death

near to 2.5 times higher then those whose mothers had eight years of schooling or

more, even after adjusting for the intermediary factors. Conclusions: Our results

confirm the literature data, showing a high mortality among very low birth weight

62 newborns. Low schooling level was an independent predictor of death for our low

economic level population.

Keywords: Infant mortality, very low birth weight, cohort, probabilistic linkage, Health

Information System

63 Introdução

A mortalidade infantil sofreu importante declínio nas últimas

décadas. Embora o fenômeno tenha ocorrido de modo desigual entre os países

desenvolvidos e os em desenvolvimento, a magnitude do declínio de um modo geral

foi expressiva (AHMAD et al, 2000). Mundialmente tem sido observada uma

tendência ao predomínio de óbito no período neonatal, em função da importante

redução da mortalidade pós-neonatal em resposta ao incremento das ações básicas

de saúde. No Brasil, apesar da significativa queda das taxas de mortalidade infantil

as estatísticas ainda são elevadas, principalmente se comparadas às taxas de

países desenvolvidos como o Japão e a Suécia (IBGE,2008).

A prematuridade e o baixo peso de nascimento estão estreitamente

relacionados ao óbito infantil (CALLAGHAN et al, 2006; MATHEWS et al, 2007).

Fonseca & Coutinho (2004), em uma revisão de estudos brasileiros sobre mortalidade

perinatal, observaram resultados consistentes relativos à associação entre peso ao

nascer e a neomortalidade, a despeito da grande variação metodológica observada

entre os estudos avaliados. A prematuridade está associada a aumento do risco

relativo de morte no primeiro ano de vida mesmo para a parcela de prematuros

limítrofes (nascidos com 32 a 36 semanas de gestação) (KRAMER et al, 2000) e o

peso de nascimento aparece como um dos maiores fatores de predição da

sobrevivência neonatal e pós-neonatal (MACHADO & HILL, 2003).

Nos Estados Unidos, a mortalidade infantil aumentou de 6,8 para

7,0 óbitos por mil nascidos vivos de 2001 a 2002 (MACDORMAN et al, 2005). Foi o

primeiro aumento em mais de quatro décadas. Embora seja uma variação discreta,

a mesma pode revelar uma tendência de resistência à queda, possivelmente pelo

aumento de nascimentos de prematuros com menos de 750 gramas (FANAROFF et

al, 2007). Segundo estatísticas de 2007 do National Center for Health Statistics

(NCHS) (NCHS Data Brief, 2008), 55% das mortes em menores de um ano nos EUA

ocorreram em crianças nascidas com menos de 32 semanas de gestação, as quais

representavam somente 2% de todos os nascimentos. As três principais causas de

óbito foram malformações congênitas, baixo peso e síndrome da morte súbita do

lactente que, juntas, foram responsáveis por 45% de todos os óbitos (MATHEWS,

2007). Estudo com duas coortes no sul do Brasil (Pelotas, 1982 e 1993), possibilitou

64 a avaliação das tendências da mortalidade infantil em relação às mudanças dos

fatores de risco na população, sendo observado aumento do nascimento prematuro

de 6,3 para 10,8% e de baixo peso (de 9,0 para 9,8%) no período. Os autores

sugerem que esses aumentos, embora pequenos, possam ter contribuído

dificultando a queda da mortalidade infantil, que poderia ter sido mais expressiva no

período (MENEZES et al, 2005). Goldani et al. (2004), estudando duas coortes de

nascimento distintas (1978/79 e 1994), de Ribeirão Preto (SP), observaram que a

mortalidade proporcional em um ano de recém-nascidos de baixo peso e muito baixo

peso aumentou de 39 para 58%. Os autores também consideram que esse aumento

possa ter contribuído para uma menor queda da mortalidade infantil.

O baixo peso pode ser decorrente da prematuridade, do retardo do

crescimento intrauterino ou de ambos. As condições socioeconômicas desfavoráveis

levam a uma série de fatores intermediários que concorrem para o nascimento

prematuro e de baixo peso e maior mortalidade. Gestação em idade precoce,

consumo de álcool e drogas, tabagismo, estresse, multiparidade, intervalo interpartal

curto, deficiência nutricional, ganho de peso inadequado na gestação e cuidado pré-

natal inadequado são alguns exemplos de fatores que agem como mediadores na

via causal que relaciona a baixa posição socioeconômica com a prematuridade, o

baixo peso ao nascer e a mortalidade perinatal e infantil (LOPEZ & CHOONARA,

2010).

Poucos estudos nacionais avaliaram a mortalidade em coortes de

nascidos vivos com muito baixo peso com o seguimento da coorte ao longo do

primeiro ano de vida. O método do linkage probabilístico de registros possibilita que

a mortalidade seja avaliada durante o primeiro ano de vida, não só durante o

período da internação mas também após a alta hospitalar, mesmo em locais, como

o Brasil, em que um identificador unívoco inexista para cada indivíduo. O presente

estudo emprega a técnica de linkage probabilístico de bases de dados com o

objetivo de avaliar a mortalidade de recém-nascidos de muito baixo peso que

nasceram em uma Unidade Neonatal da Rede Pública do Rio de Janeiro que presta

assistência a uma população de baixa renda. Busca-se estudar a incidência de

óbitos, suas causas, assim como avaliar se a escolaridade materna é preditora de

mortalidade nessa coorte de mães de baixa renda.

65 Métodos

Foi desenvolvido um estudo de coorte não concorrente, empregando

o método de linkage probabilístico de registros para a identificação dos óbitos

ocorridos em até uma ano em uma coorte de recém-nascidos com peso de

nascimento menor ou igual a 1500 gramas nascidos na Maternidade do Hospital

Federal de Bonsucesso (HFB) na cidade do Rio de Janeiro.

Os dados utilizados no estudo foram extraídos da base de dados do

Sistema de Informações Sobre Nascidos Vivos (SINASC) do Estado do Rio de

Janeiro no período de 2002 - 2006 (N=1.137.831) e da base de dados do Hospital

Federal de Bonsucesso (N=823), composta pelos registros do banco de dados da

UTI Neonatal (N = 645) e pelos registros dos livros da Unidade Neonatal e sala de

parto para os recém-nascidos que não foram internados na UTI (N = 178). Essas

bases foram integradas por meio da técnica de linkage probabilístico, tendo sido

identificados 711 registros presentes em ambas as bases, 95 presentes somente no

SINASC e 27 somente na base do HFB. Foram excluídos os recém-nascidos

gemelares (N=72) e os recém-nascidos com peso inferior a 500g (N=13) no início do

processo e, ao final do processo, foram eliminados os registros com informações de

peso de nascimento discordante entre as duas bases, tomando-se como referência

os valores do SINASC (N=10). Ao final foram eliminados também os 27 registros do

HFB que não constavam no SINASC, já que se tratavam de registros do livro da sala

de parto que não geraram nº de DNV, sendo muito provável que os mesmos fossem

natimortos. Pelo linkage foram relacionados 833 registros do HFB com a base do

Sistema de Informação sobre Mortalidade (SIM) do Estado do Rio de Janeiro

relativa aos anos de 2002 a 2007 (os 27 registros do HFB que não foram

encontrados no SINASC e os 10 com peso discordante foram excluídos após o

linkage).

O processo de linkage probabilístico de bases de dados foi realizado

empregando-se o software RecLink III (CAMARGO & COELI, 2000; CAMARGO &

COELI, 2005). Detalhes podem ser encontrados em Cardoso (2010).

Resumidamente, inicialmente foi realizada a integração da base do HFB com a do

SINASC, o que resultou na base de recém-nascidos de muito baixo peso do estudo,

que foi posteriormente relacionada com a base do SIM. Em ambos os casos foram

66 empregadas estratégias de blocagem em múltiplos passos, tendo o número de

passos variado nos dois processos de integração (13 para HFB e SINASC e 8 para a

base do estudo e SIM). Os campos usados para comparação foram: SINASC vs

Base do HFB: nome completo da mãe, data de nascimento do filho, peso, código do

município de residência e sexo. Base do estudo vs SIM: nome completo da mãe,

data de nascimento do filho e data do óbito do filho. O campo “nome da mãe” foi

comparado utilizando-se algoritmos baseados na distância de Levenshtein

(LEVENSHTEIN, 1996), enquanto os campos “data” foram comparados

empregando-se o algoritmo para a diferença de caracteres. Em ambos os processos

de linkage, foram estimados os parâmetros de relacionamento no primeiro passo de

blocagem, sendo as estimativas de parâmetros calculadas empregando-se as

rotinas baseadas em algoritmos EM (Expectation Maximization) (JUNGER, 2006).

Os escores dos links formados variaram de 10,7 a -7,7, na integração da base do

HFB com a do SINASC, e de 28,3 a -11,3 na integração da base do estudo com o

SIM. Em cada passo foi feita a revisão manual de todos os links formados,

empregando-se regras definidas a priori para a atribuição do status do par

(verdadeiro ou falso). Além dos campos empregados no processo automático, foram

utilizados os seguintes campos adicionais na revisão manual: (1) para o linkage com

o SINASC: nome completo da mãe, a data de nascimento do filho, peso de

nascimento e sexo, endereço e complemento, código do bairro de residência, código

do estabelecimento; (2) para o linkage com o SIM: nome completo da mãe, data de

nascimento do filho, peso de nascimento e sexo, bairro de residência e data do óbito

do filho.

As bases do SINASC e SIM com informações de indentificação

foram obtidas junto à Secretaria de Estado de Saúde e Defesa Civil do Rio de

Janeiro (SESDEC). As bases utilizadas durante o processo de linkage probabilístico

somente incluíram os campos de identificação necessários para o processo de

linkage, i.e., nenhum campo adicional que pudesse armazenar informações

potencialmente sensíveis (ex. causas de óbitos) esteve disponível conjuntamente

com as informações de identificação do participante durante a execução dos

procedimentos de linkage probabilístico. O projeto foi submetido ao Comitê de Ética

67 em Pesquisa do Hospital Federal de Bonsucesso (nº CEPHGB39/09), tendo sido

aprovado em 14/09/2009.

Os valores das variáveis estudadas foram capturados da base do

SINASC, complementados, em casos de dados faltosos, com os dados da base do

HFB. As variáveis da base SINASC foram reclassificadas para o estudo como

segue:

Idade materna: “de 10 a 19 anos”, “de 20 a 29 anos” e “30 ou mais anos”;

escolaridade materna (número de anos de estudo): “ 3 ou menos anos”, “de 4 a

7 anos” e “8 ou mais anos”; situação conjugal materna: “unida” ou “não unida”;

pré-natal: “menos de 3 consultas”, “3 ou mais consultas”; tipo de parto: “vaginal” ou

“cesáreo”; peso de nascimento: “de 500 a 749g”, “de 750 a 999g”, “de 1000 a 1249g”

e “de 1250 a 1500g”; índice da Apgar no 5º minuto: “menor que 7” ou “maior ou igual

a 7”; sexo: “masculino” ou “feminino”; idade gestacional: “27 semanas ou menos”,

“de 28 a 31 semanas” e “32 semanas ou mais”. Para as análises de sobrevida

agrupamos as duas últimas categorias de peso. A variável desfecho foi o óbito no

período de até um ano do nascimento

Para a descrição das principais causas de óbito foi consultada a

Classificação Estatística Internacional de Doenças e Problemas Relacionados à

Saúde décima revisão, 2008, Volume I (CID10), do Centro Colaborador da OMS

para Classificação de Doenças em Português (CBCD). Algumas subcategorias

dentro do capítulo “Algumas Afecções originadas no período perinatal” foram

reagrupadas, destacando-se os problemas respiratórios do recém-nascido como

grupo específico de causas (códigos: P220, P240, P251, P285), a asfixia ao nascer

e os fatores da gestação e parto (P000 a P219), a sepse bacteriana ou fúngica,

juntamente com as enterocolites (P361, P369, P378, P390, P399, A419 e B49, P77),

e as malformações congênitas sem especificação de gravidade (Q000 a Q913).

As análises foram realizadas empregando-se o programa Stata 9.0

(STATA CORPORATION, EUA, 2003). Os resultados foram apresentados por meio

dos valores de mediana e demais quartis das distribuições das variáveis contínuas,

enquanto que as variáveis categóricas foram apresentadas como proporções. Foi

empregado o teste do qui-quadrado para avaliar as diferenças no perfil dos recém-

nascidos segundo as categorias de peso de nascimento. Foram calculadas as

68 proporções de óbito e respectivos intervalos de confiança de 95% segundo

estratos de peso e período do óbito, assim como identificadas as principais causas

de óbito nesses estratos. Foi avaliada a sobrevida dos recém-nascidos tanto

globalmente quanto segundo estratos de escolaridade materna, idade materna,

situação conjugal da mãe, cuidado pré-natal, peso ao nascimento, duração da

gestação e sexo do recém-nascido. Para a estimativa da sobrevida, considerou-se o

tempo desde o nascimento até a ocorrência do óbito. Foram considerados como

casos censurados os recém-nascidos que permaneceram vivos ao final do período

de observação (um ano). Empregou-se o método de Kaplan-Meier para a estimativa

da probabilidade cumulativa de sobrevida no tempo segundo os estratos de cada

variável de interesse. Para as comparações entre as diversas curvas foi utilizado o

teste Log-rank.

A associação entre a escolaridade materna e a sobrevida dos

recém-nascidos foi avaliada por meio de modelos de riscos proporcionais de Cox,

ajustando para: cuidado pré-natal, peso ao nascer, semanas de gestação e sexo do

recém-nascido. O sexo do recém-nascido foi incluído no modelo final por ser

considerado fator de risco para mortalidade infantil em vários estudos e ter

apresentado significância estatística ao nível de alfa = 0,10 em nossa população de

estudo. A idade materna, embora represente reconhecido fator de risco para a

mortalidade infantil, não foi incluída em nosso modelo final por apresentar

comportamento não esperado na análise bivariada, i.e., com menor risco sendo

observado para as faixas extremas de idade. Esse padrão sugere fortemente a

ocorrência de um viés de sobrevivência seletiva, por talvez as mães mais jovens

terem mais perdas fetais precoces. Julgamos que a inclusão da idade materna no

modelo poderia prejudicar a interpretação dos resultados. O pressuposto de

proporcionalidade dos riscos foi avaliado por meio de teste estatístico baseado na

distribuição dos resíduos de Schoenfeld e métodos gráficos (gráficos log-log e

comparações entre estimativas obtidas pelo método de Kaplan-Meier e valores

preditos pelo modelo proporcional de Cox).

69 Resultados

Foram estudados 796 recém-nascidos que apresentaram peso

mediano igual a 1115 gramas (Intervalo Interquartil 850 – 1342g), sendo que 127

(15,9%) tinham peso no estrato de 500 a 749g; 178 (22,4%) entre 750-999g; 187

(23,5%) entre 1000-1249g e 304 (38,2%) entre 1250-1500g. Trezentos e cinco

recém-nascidos (38,3%) tinham peso de nascimento abaixo de 1000g, sendo

considerados de extremo baixo peso.

As características maternas, do cuidado e do recém-nascido,

segundo as diferentes categorias de peso, estão apresentadas na tabela 1. Não

foram observadas diferenças significativas entre os grupos para as variáveis idade

materna, situação conjugal e sexo do recém-nascido. Nas categorias de menor peso

foram observadas proporções mais elevadas de mulheres com menos de três anos

de escolaridade (p<0,05) e sem nenhuma consulta de pré-natal realizada (p<0,001).

O parto operatório predominou nas categorias de maior peso (p<0,001). Já a idade

gestacional cresceu significativamente com o aumento do peso (p<0,001). Nove

recém-nascidos estavam classificados no SINASC com idade gestacional menor que

22 semanas (1,1%) e trinta com idade gestacional de 37 a 41 semanas (3,8%). Foi

observada maior proporção de Apgar baixo no quinto minuto nas categorias de peso

menor, especialmente entre aqueles na faixa de 500 a 750g (p<0,001).

Da coorte de 796 recém-nascidos de muito baixo peso estudados,

228 faleceram antes de completar um ano (28,6%, IC 95%= 25,5 -31,9%). A

mortalidade neonatal foi de 20,2% (IC 95% - 17,5 - 23,2%), sendo o componente

neonatal precoce de 14,7% (IC 95% - 12,3 – 17,3%). A mortalidade pós-neonatal foi

de 8,4% (IC 95% - 6,6 – 10,6). Mais da metade dos óbitos ocorreu antes de sete

dias (117/228; 51,3%)

A proporção de mortalidade em um ano e seus respectivos

intervalos de confiança de 95% são apresentados segundo o período do óbito e

categorias de peso na tabela 2. A proporção de mortalidade em um ano é elevada,

especialmente na categoria de 500 a 749g, em que 71,6% dos recém-nascidos

faleceram antes de completar um ano de vida. Em todos os períodos estudados

observa-se uma maior proporção de óbitos na categoria de 500 a 749g e uma

diminuição significativa da mortalidade com o aumento do peso (p<0,001).

70 Na tabela 3 são apresentadas em cada período as principais

causas básicas dos óbitos agrupadas em categorias. A sepse foi identificada como

a principal causa básica de óbito em todos os períodos. No período neonatal

precoce ela foi responsável por 31,2% dos óbitos, seguida pelos fatores maternos e

complicações da gravidez e do parto, pelos distúrbios respiratórios do recém-nascido

e as malformações congênitas. No período neonatal tardio a sepse foi responsável

por 57,2% dos óbitos, seguida pelos distúrbios respiratórios do recém-nascido

(23,8%). No período pós-neonatal a sepse foi menos expressiva, sendo responsável

por 23,8% dos óbitos. Esses resultados sugerem a ocorrência de erros de

preenchimento dos atestados de óbito, sendo a sepse assinalada na linha da causa

básica quando deveria ser assinalada como causa consequencial. No entanto esse

dado chama a atenção para a sua freqüência como complicação da prematuridade e

do muito baixo peso. As malformações congênitas ganharam importância como

causa de óbito no período pós-neonatal, aparecendo como segunda causa de óbito

no período, juntamente com as infecções respiratórias.

As curvas de sobrevida, obtidas por meio do método de Kaplan-

Meier segundo estratos das variáveis de interesse, são apresentadas nas figuras de

1 a 5. Verifica-se pior sobrevida entre os recém-nascidos nos estratos de menor

peso (p<0,01), com menor idade gestacional (p<0,01), filhos de mães com menos

escolaridade (p<0,01) e que realizaram um menor número de consultas de pré-natal

(p<0,189). As variáveis sexo do recém-nascido e situação conjugal da mãe não se

mostraram associadas à sobrevida dos recém-nascidos de muito baixo peso. Já a

variável idade materna, mostrou resultado paradoxal, com melhor sobrevida para os

filhos das mulheres nos extremos de idade, sugerindo a ocorrência de viés de

seleção para essa variável (resultados não apresentados).

Recém-nascidos filhos de mulheres com escolaridade inferior a três

anos mostraram um risco 2,49 vezes maior de óbito quando comparados aos das

mulheres com oito anos ou mais de estudo após o ajuste do modelo para variáveis

intermediárias. embora, a inclusão dessas últimas variáveis tenha atenuado a força

da associação (tabela 4).

As análises realizadas não mostraram qualquer violação dos

pressupostos de proporcionalidade.

71 Tabela 1. Características maternas, do recém-nascid o e da gestação dos recém-nascidos de muito baixo peso nascidos no Hosp ital Federal de Bonsucesso de janeiro de 2002 a dezembro de 2006, segundo as categorias de peso de nascimento 500 -749g

(N=127) N ( %)

750-999g (N=178) N (%)

1000-1249g (N=187) N (%)

1250-1500 (N=304) N (%)

Total N (%)

Idade materna 10 a 19 anos 20 a 29 anos >30 anos

34 (28,3) 64 (53,3) 22 (18,3)

46 (27,5) 70 (41,2) 51 (30,5)

45 (24,6) 93 (50,8) 45 (24,6)

94 (32,4) 117 (40,3) 79 (27,2)

219 (28,8) 344 (45,3) 197 (25,9)

Escolaridade materna (*) Até 3 anos 4 a 7 anos] 8 ou mais anos

22 (19,3) 44 (38,6) 48 (42,1)

16 (9,9) 55 (34,2) 90 (55,9)

12 (6,7) 61 (33,9) 107 (59,4)

27 (9,6) 124 (44,1) 130 (46,3)

77 (10,5) 284 (38,6) 375 (50,9)

Situação conjugal Não Unida Unida

105 (84,0) 20 (6,0)

157 (90,2) 17 (9,8)

154 (83,2) 31 (16,8)

256 (85,6) 43 (14,4)

672 (85,8) 111 (14,2)

Consultas de pré-natal (**) Nenhuma 1 a 3 4 a 6 7 ou mais

45 (39,1) 34 (29,6) 28 (24,3) 8 (6,7)

53 (32,7) 55 (33,9) 38 (23,5) 16 (9,9)

38 (22,1) 60 (34,9) 62 (36,0) 12 (7,0)

47 (17,3) 97 (35,7) 97 (5,7) 31 (11,4)

183 (25,4) 246 (34,1) 225 (31,2) 67 (9,3)

Tipo de parto (**) Vaginal Cesáreo

92 (75,4) 30 (24,6)

93 (56.4) 72 (43,6)

73 (39,7) 111 (60,3)

129 (44,0) 164 (56)

387 (50,7) 377 (49,3)

Sexo Masculino Feminino

60 (47,2) 67 (52,8)

96 (53,9) 82 (46,1)

89 (47,6) 98 (52,4)

153 (50,5) 150 (49,5)

398 (50,1) 397 (49,9)

Idade gest (**) < 22 semanas 22 a 27 sem 28 a 31 sem 32 a 36 sem > 36 sem

5 (4,0) 86 (68,8) 25 (20,0) 6 (4,8) 3 (2,4)

4 (2,3) 61 (35,1) 87 (50,0) 18 (10,3) 4 (2,3)

0 (0,0) 19 (10,3) 114 (62,0) 40 (21,7) 11 (6,0)

0 (0,0) 11 (3,7) 127 (42,6) 147 (49,3) 13 (4,4)

9 (1,2) 177 (22,7) 353 (45,2) 211 (27,0) 31 (3,9)

Apgar 5ºmin (**) <7 7 ou mais

69 (58,5) 49 (41,5)

43 (24,6) 132 (75,4)

29 (16,5) 147 (83,5)

44 (14,9) 252 (85,1)

185 (24,2) 580 (75,8)

Nota: Excluídos os registros com valores não inform ados: idade materna (36), escolaridade materna (60) , situação conjugal (13), pré-natal (75), tipo de parto (2), sexo (1), idade gestacional (15), Apgar (31). * p < 0,05 ** p < 0,01

72 Tabela 2. Proporção de óbito em relação ao número d e recém-nascidos de muito baixo peso vivos nascidos no Hospital Federal de Bonsucesso, de janeiro de 2002 a dezembro de 2006, segundo categor ias de peso e período do óbito Categorias de peso de nascimento

Total de recém-nascidos vivos

0 a 6 dias

n óbitos % (IC 95%)

7 a 28 dias


29 a 365 dias


Total de óbitos

% (IC 95%)

500-749g

127

60

47,2 (38,3-56,3)

15

11,8 (6,8-18,7)

16

12,6(7,4-19,6)

91

71,6(63,7-79,6)

750-999g

178 31 17,4 (12,1-23,8)

13 7,3 (3,9-12,2)

19 10,7 (6,5-16,2)

63 35,4(28,3-42,5)

1000-1249g

187 12 6,4 (3,3-10,9)

8 4,3 (1,9-8,2)

9 4,8 (2,2-8,9)

29 15,5(10,3-20,7)

1250-1500g

304 14 4,6 (2,5-7,6)

8 2,6 (1,1-5,1)

23 7,6 (4,8 -11,1)

45 14,8(10,8-18,8)

Total

796

117

14,7 (12,3 -17,3)

44 5,5 (4,0-7,3)

67

8,4 (6,6-10,6)

228

28,6 (25,5-31,9)

73 Tabela 3 Causas básicas de óbito mais freqüentes em uma população de recém-nascidos de muito baixo peso nascidos no Hosp ital Federal de Bonsucesso de janeiro de 2002 a dezembro de 2006 se gundo o período do óbito Causa básica do óbito

de 0 a 6 dias

N (%)

de 7 a 28 dias

N (%)

de 29 a 365 dias N (%)

Total N (%)

Sepse

35 (31,8)

24 (57,2)

14 (23,8)

73 (34,6)

Distúrbios respiratórios do recém-nascido

29 (26,4)

10 (23,8)

-

39 (18,5)

Fatores maternos e complicações da gravidez e do parto (inclui asfixia perinatal

30 (27,2)

-

-

30 (14,2)

Malformações congênitas

6 (5,5)

4 (9,5)

11 (18,6)

21 (9,9)

Infecções respiratórias

-

-

11 (18,6)

11 (5,2)

Outras causas 10 (9,1)

4 (9,5)

23 (39,0)

37 (17,5)

Total

110

42

59

211

Excluídos os valores missings e as causas indefinidas. Missings: 0-6 dias: 5; de 7 a 28 dias: 2; de 29 a 365: 5 (Total: 12). Causas indefinidas: período neonatal precoce: 1; período neonatal tardio: 0; período pós-neonatal: 4 (Total: 5)

74 Tabela 4. Associação entre escolaridade materna e mortalidade em uma coorte de recém-nascidos de muito baixo peso nascid os no Hospital Federal de Bonsucesso no Rio de Janeiro, de janeiro de 2002 a dezembro de 2006. Hazard ratios brutas e ajustadas para pré-natal, idade gestacion al, peso de nascimento e sexo

8 ou mais anos de estudo HR (IC 95%)

4 a 7 anos de estudo HR (IC 95% )

Menos de 3 anos de estudo HR (IC 95%)

Modelo bruto: Escolaridade materna

Referência

1,25 (0,88 – 1,78)

3,29 (2,19 – 4,93)

Modelo ajustado: Escolaridade Prenatal Idade gestacional Peso Sexo

Referência 1,31 (0,92 – 1,87) 2,49 (1,64 – 3,78)

75 Figura 1 Curva de sobrevida dos recém-nascidos de muito baixo peso nascidos no Hospital Federal de Bonsucesso de janei ro de 2002 a dezembro de 2006 (estimativa de Kaplan-Meier) segundo categoria s de escolaridade materna

0.00

0.25

0.50

0.75

1.00

Pro

babilid

ade

de

sobr

evid

a

0 100 200 300 400Tempo em dias

Escolaridade = 3 anos ou menosEscolaridade = 4 a 7 anosEscolaridade = 8 ou mais anos

Curva de sobrevida e Kaplan-Meier para a variável Escolaridade materna

Teste Log-rank da função de sobrevida: p = 0,001

Figura 2 Curva de sobrevida dos recém-nascidos de muito baixo peso nascidos no Hospital Federal de Bonsucesso de janei ro de 2002 a dezembro de 2006 (estimativa de Kaplan-Meier) segundo as catego rias de pré-natal

0.00

0.25

0.50

0.75

1.00

Pro

babilid

ade

de s

obre

vida

0 100 200 300 400Tempo em dias

Prenatal = menos de 3 consultasPrenatal = 3 ou mais consultas

Curva de sobrevida de Kaplan-Meier segundo a variável Prenatal


76 Figura 3 Curva de sobrevida dos recém-nascidos de muito baixo peso nascidos no Hospital Federal de Bonsucesso de janei ro de 2002 a dezembro de 2006 (estimativa de Kaplan-Meier) segundo categoria s de Idade gestacional

0.00

0.25

0.50

0.75

1.00

Pro

babilid

ade

de s

obre

vida

0 100 200 300 400Tempo em dias

IG = 27 sem ou menosIG = 28 a 31 semIG = 32 sem ou mais

Curva de sobrevida de Kaplan-Meier segundo a variável Idade Gestacional


Figura 4 Curva de sobrevida dos recém-nascidos de m uito baixo peso nascidos no Hospital Federal de Bonsucesso de janei ro de 2002 a dezembro de 2006 (estimativa de Kaplan-Meier) segundo as catego rias de peso de nascimento

0.00

0.25

0.50

0.75

1.00

Pro

babi

lidad

e de

sob

revida

0 100 200 300 400Tempo em dias

Peso = 500-749g Peso = 750-999gPeso = 1000-1500g

Curva de sobrevida e Kaplan-Meier para a variável peso de nascimento


77

Figura 5 Curva de sobrevida dos recém-nascidos de muito baixo peso nascidos no Hospital Federal de Bonsucesso (estimat iva de Kaplan-Meier) segundo as categorias de sexo do recém-nascido

0.00

0.25

0.50

0.75

1.00

Pro

babilid

ade

de s

obre

vida

0 100 200 300 400Tempo em dias

Sexo = masculinoSexo = feminino

Curva de sobrevida e Kaplan-Meier para a variável sexo do recém-nascido

78

Discussão

Em nosso estudo observamos que a mortalidade dos recém-nascidos

de muito baixo peso foi elevada (28,6% em um ano), especialmente entre aqueles na

faixa de peso de 500 a 749g, na qual a mortalidade em um ano foi de 71,6%. Outro

achado que chama a atenção é o fato de termos observado, mesmo em uma

população de baixa renda, que a baixa escolaridade materna se manteve associada a

maior risco de óbito, mesmo após ajuste para fatores proximais importantes (categoria

de peso e idade gestacional) e para o cuidado pré-natal.

Apesar da grande evolução da prática clínica neonatal na década de

90, com importante impacto na sobrevida dos recém-nascidos de muito baixo peso,

a mortalidade persiste elevada, especialmente nos neonatos de extremo baixo peso

(peso de nascimento abaixo de 1000g) (FIELD et al, 2008). O estudo da Rede

Vermont, realizado em 39 instituições dos Estados Unidos e Canadá, visando avaliar

a mortalidade em recém-nascidos de muito baixo peso, observou evolução dos

percentuais de mortalidade hospitalar de 18,1% em 1991 para 14,4% em 1995,

permanecendo em 14,8% em 1999, evidenciando pouco progresso neste último

período (JEFFREY et al, 2002). Estudo comparativo de duas coortes do Japão, com

avaliação da mortalidade hospitalar de recém-nascidos de extremo baixo peso, no

entanto, evidenciou progressos significativos na sobrevida do ano de 2000 para o

ano de 2005 (ITABASHI et al, 2009). Resultados do National Institute of Child Health

& Human Development Neonatal Research Network apontam para percentuais de

mortalidade hospitalar para essa faixa de peso em torno de 15% (FANAROFF et

al,2007). Martin, 2006, em relato de estatísticas vitais americanas de 2004, refere

que um quarto dos recém-nascidos menores que 1500g não sobreviveram ao final

do primeiro ano de vida. O estudo do Grupo Colaborativo Neonatal do Cone Sul de

cinco países sul-americanos mostra percentuais médios de mortalidade hospitalar

de recém-nascidos de 500 a 1500g de 26,7%, variando os percentuais de 9,7 a

51,8% de acordo com a instituição (Neocosur, 2005).

Em Londrina (PR), estudo sobre assistência à saúde e mortalidade

de recém-nascidos de muito baixo peso de 2002-2004 encontrou 32% de

mortalidade hospitalar no período de dois anos e meio, sendo que para a categoria

79 de peso abaixo de 750g a mortalidade hospitalar chegou a 87,5% (CARVALHO et

al, 2007). Estudo da Rede Brasileira de Pesquisas Neonatais, envolvendo oito

maternidades terciárias públicas em três estados (RJ, SP, RS), evidenciou, no

período de 2004 a 2005, 29% de óbitos nos primeiros sete dias de vida em recém-

nascidos de muito baixo peso (RNMP) (ALMEIDA et al, 2008). Duarte & Mendonça

(2005), em estudo realizado no Município do Rio de Janeiro em 2001-2002,

observaram uma variação de 10 a 37% nos percentuais de óbito neonatal hospitalar

em recém-nascidos de muito baixo peso segundo o hospital onde se deu o

nascimento (DUARTE & MENDONÇA,2005). Castro e Leite (2007), observaram uma

proporção de 47% de mortalidade hospitalar de recém-nascidos de muito baixo peso

em um estudo realizado entre 2002 e 2003 em Fortaleza.

Em nosso estudo observamos predomínio de óbito no período

neonatal precoce, principalmente na categoria de menor peso, achado este que é

concordante com os dados da literatura (FANAROFF et al, 2007; OMS, 2006;

CARVALHO et al, 2007). As variações das proporções de óbitos observadas entre

os estudos citados e os nossos achados refletem, ainda que parcialmente,

variações metodológicas, em particular, diferenças no período de seguimento

(SAIGAL,2008) e o emprego de rotinas diversas de atendimento de ressuscitação

para recém-nascidos no limiar de viabilidade. Deve ser considerado o percentual de

natimortos nos diferentes estudos sobre mortalidade de recém-nascidos de muito

baixo peso, visto que já foi observado que em locais onde o número de natimortos

foi maior a sobrevida foi comparativamente maior (DRAPPER, 2006). No estudo

japonês supra-citado os autores também ressaltam a importância de se contabilizar

os percentuais de natimortos nos estudos sobre mortalidade de recém-nascidos de

muito baixo peso, visto que, a mudança nos percentuais de sobrevida na sala de

parto comprometem diretamente os percentuais de sobrevida neonatal (ITABASHI et

al, 2009). Mesmo em países desenvolvidos como a Inglaterra, por exemplo, ainda

não há evidências suficientes para definir um ponto de corte para peso e idade

gestacional (FIELD, 2008). Em nossa coorte, 186 recém-nascidos (23,4%) tinham

idade gestacional registrada no SINASC como 27 ou menos semanas de idade

gestacional e 305 (38,3%) tinham peso de nascimento abaixo de 1000g, o que os

torna mais suscetíveis aos desfechos adversos. A despeito disso, a mortalidade em

80 um ano observada em nosso estudo é quase o dobro da verificada em 1999 por

Jeffrey et al (2002) e por Faranoff et al (2007), o que pode refletir tanto diferenças no

nível socioeconômico das mães como também no cuidado ofertado. No entanto, se

compararmos com o nosso percentual de mortalidade neonatal essa diferença se

estreita.

Entre as causas básicas dos óbitos, a sepse foi identificada como a

principal em todos os períodos. Esses resultados sugerem provável erro de

preenchimento dos atestados de óbito, sendo a sepse assinalada como causa

básica ao invés de ser assinalada como causa consequencial da prematuridade e do

muito baixo peso. Sabidamente as afecções do período perinatal se apresentam

predominantes como causa de óbito infantil nas estatísticas oficiais (MS, 2006). No

entanto esse dado ressalta a importância da infecção na cadeia de eventos que

levam ao óbito neonatal. Em um estudo sobre assistência e mortalidade neonatal em

Unidades da Rede Municipal no Rio de Janeiro, a infecção foi mencionada como

causa de óbito em 40% dos casos (GOMES et al. 2005). As infecções são causas

consequenciais evitáveis e esses resultados apontam para a necessidade urgente

de se reforçarem os protocolos de controle de infecção pré-natal e de infecção

hospitalar, o que poderia trazer resultados em curto prazo para a sobrevida dos

nossos recém-nascidos. No período neonatal precoce os distúrbios respiratórios e os

fatores maternos e complicações da gravidez e do parto apareceram de modo

significativo, com percentuais de 26 e 27%, respectivamente, o que reflete a

importância de se valorizar o cuidado antenatal. No período pós-neonatal, não

conseguimos identificar o predomínio de um único determinado grupo de causas de

óbito. As malformações congênitas sobressaíram como causa importante de óbito no

período pós-neonatal (18%), dado este que se mostrou compatível com a estatística

oficial de óbito infantil do Ministério da Saúde de 2006, onde estas aparecem com

percentual de 18% na região Sudeste (MS, 2006). Este fato possivelmente se deve

ao prolongamento da sobrevida de recém-nascidos portadores de malformações

graves além do período neonatal em função dos recursos disponibilizados.

A associação entre baixa posição socioeconômica com o baixo peso

ao nascer e mortalidade infantil é descrita na literatura internacional (BARNABÉ et al,

2004; SPENCER, 2004; LOPEZ & CHOONARA, 2009). Na revisão de estudos

81 brasileiros realizada por Fonseca & Coutinho (2004), também foi observado que

baixa renda e baixa escolaridade se mostraram consistentemente associadas à maior

mortalidade fetal e neonatal, embora nem sempre os resultados tenham sido

significativos. Já Silveira et al (2010), em estudo realizado na coorte de 2004 de

Pelotas, observaram que a cor negra, a baixa educação e a baixa renda estavam

significativamente associados à prematuridade em análise multivariada que

considerou simultaneamente esses e outros fatores de risco potenciais. Gortmaker &

Wise ressaltam um estudo de Wise (1988) nos EUA, em que foram observadas

substanciais diferenças socioeconômicas nas taxas de mortalidade infantil com o

mesmo nível de assistência, indicando que, quando a tecnologia médica está

disponível igualmente a todos de uma determinada área geográfica, as forças sociais

e econômicas emergem como fatores bem mais visíveis (GORTMAKER & WISE,

1997). No estudo de Londrina, sobre mortalidade hospitalar de recém-nascidos de

muito baixo peso, na análise por regressão logística com modelo hierarquizado, a

baixa renda mostrou associação significativa com a mortalidade hospitalar, mesmo

após o ajuste do modelo para outras covariáveis (CARVALHO, 2007).

Como limitações do estudo é importante destacar que apenas nos foi

possível avaliar os fatores prognósticos de óbitos presentes no SINASC. Dessa

forma, fatores importantes como a qualidade do pré-natal realizado e o tipo de

tratamento ofertado (por exemplo, o uso do corticóide antenatal) não foram

considerados, bem como nenhum escore de risco de gravidade dos recém-nascidos.

Entretanto, como o estudo foi realizado em apenas uma Unidade de Saúde, sendo as

informações registradas no SINASC antes do óbito ter ocorrido, esperamos que os

erros tenham sido não informativos quer em relação aos fatores de risco avaliados,

quer em relação ao desfecho. Estudos sobre confiabilidade do SINASC têm mostrado

boa qualidade da maioria das informações registradas. Encontrou-se boa

concordância para idade materna, tipo de parto, sexo do recém-nascido, peso de

nascimento e escolaridade materna. Já a situação conjugal materna deve ser

analisada com cautela, visto que pode apresentar problemas de preenchimento, já

que a informação é registrada na DNV como estado civil. (THEME FILHA et al, 2004,

PAIVA, 2008). Com relação á idade gestacional, esta se mostrou sujeita a falhas

podendo haver uma tendência de se atribuir a categoria de 37 a 41 semanas para

82 crianças prematuras “aparentemente a termo”, podendo subestimar os

percentuais de prematuros limítrofes (SILVA et al, 2001).O fato de o estudo ter sido

realizado em uma única Unidade de Saúde, também contribui para uma maior

uniformidade do tratamento ofertado aos recém-nascidos. Na Unidade de Saúde

estudada o protocolo para o tratamento desses recém-nascidos envolve

equipamentos adequados e equipes de profissionais com treinamento especializado

para esse perfil de pacientes. A Unidade está equipada para atender gestações de

alto risco e é referência na Área Programática 3.1 para esse tipo de atendimento.

Fazem parte da rotina de tratamento o uso de corticóide antes do parto, o uso do

surfactante pulmonar precoce, a ventilação mecânica com protocolos menos

agressivos, o uso restrito de hemoderivados, o mínimo manuseio dos pacientes, bem

como procedimentos de humanização. Por fim, não nos foi possível estudar o perfil da

coorte com relação ao crescimento intrauterino e adequação do peso à idade

gestacional, por estar a variável idade gestacional registrada no SINASC em

categorias. Este fator tem sido citado como importante fator independente de risco

para mortalidade. Evans, em estudo de coorte, identificou risco oito vezes maior de

óbito em recém-nascidos abaixo do percentil 3 do peso para a idade gestacional

(EVANS et al, 2007).

Esse estudo apresenta como pontos fortes o fato de termos aplicado

o método de linkage, o que nos permitiu o seguimento longitudinal e a avaliação da

mortalidade em um ano de uma população específica de recém-nascidos de muito

baixo peso. Ademais, até onde possamos saber, trata-se do primeiro estudo a

apontar que o nível de escolaridade materna permanece como um importante

preditor independente do risco de mortalidade na população de recém-nascidos de

baixo peso, mesmo em uma população de baixa renda e, portanto, mais vulnerável.

O não acompanhamento após a alta hospitalar é uma limitação de muitos estudos

publicados sobre mortalidade, impedindo uma avaliação mais precisa dos fatores

que concorrem para o óbito.

Concluindo, nossos resultados confirmam achados da literatura

evidenciando uma elevada mortalidade entre os recém-nascidos de muito baixo

peso, apesar dos recursos terapêuticos disponibilizados. Embora o percentual de

recém-nascidos nessa faixa de peso seja relativamente pequeno no Brasil, a alta

83 mortalidade observada pode comprometer as taxas de mortalidade infantil em

nosso meio, fato observado em outros países e sugerido em alguns estudos

nacionais. Dessa forma, são necessários esforços no sentido de evitar o nascimento

prematuro, especificamente de recém-nascidos abaixo de 1000g e melhorar a

assistência aos recém-nascidos de muito baixo peso, especialmente no período

neonatal. Especial atenção deve ser dada às gestantes e aos recém-nascidos filhos

de mães com baixa escolaridade, dado que os mesmos apresentam risco ainda

maior de morrerem precocemente.

Finalmente identificamos a necessidade de se dar maior atenção ao

preenchimento dos atestados de óbito e do desenvolvimento de novos estudos de

análises de causas de óbito em recém-nascidos de muito baixo peso.

84 7 Referências Bibliográficas da segunda parte AHMAD, O. B.; LOPEZ, A. D.; INOUE, M. The decline in child mortality: a reappraisal. Bulletin of World Health Organization , v. 78, n. 10, p. 1175 -1191. 2000. ALMEIDA, M. F. B. et al. Perinatal factors associated with early deaths of preterm infants born in Brazilian Network on Neonatal Research Centers. Jornal de Pediatria, Rio de Janeiro, v. 84, n. 4, p. 300-307. 2008. BARNABÉ, J. V. et al. Risks factors for low birth weight: a review. European Journal of Obstetrics & Ginecology and Reprodutive Biology , v. 116, n. 1, p. 3-15. 2004. BRASIL. Ministério da Saúde. Agência Nacional de Saúde Suplementar. O modelo de atenção obstétrica no setor de saúde suplementar no Brasil: cenários e perspectivas. Disponível em: < www.ans.gov.br > Acesso em: 27. mar. 2009. BRASIL. Ministério da Saúde. Secretaria de Atenção à Saúde. Departamento de Ações Programáticas. Manual de vigilância do óbito infantil e fetal e do Comitê de Prevenção do Óbito Infantil e Fetal. Brasília: Editora do Ministério da saúde, 2009. BRASIL. Ministério da Saúde. Secretaria de Vigilância em Saúde. Manual de vigilância do óbito infantil e fetal e do comitê de prevenção do óbito infantil e fetal. [S.l.: s.n., s.d.] BRASIL. Ministério da Saúde. Secretaria de Vigilância em Saúde. Saúde Brasil 2006: uma análise da situação de saúde no Brasil. [S.l.: s.n.], 2006. BRASIL. Ministério da Saúde. Secretaria de Vigilância em Saúde. Sistema de Informações sobre Mortalidade . Disponível em <datasus.gov.br> Acesso em 20. jan. 2010. CALLAGHAN, W. M. et al. The contribution of preterm birth to infant mortality rates in the United States. Pediatrics , n. 118, p. 1566-1573. 2006. CAMARGO, K. R.; COELI, C. M. Reclink: aplicativo para o relacionamento de bases de dados, implementando mo método probabilistic record linkage. Cadernos de Saúde Pública , v. 16, n. 2, p. 439-447. 2000. CARVALHO, A. B. R.; BRITO, A. S. J.; MATSUO, T. Assistência à saúde e mortalidade de recém-nascidos de muito baixo peso. Revista de Saúde Pública, v. 41, n. 6, p. 1003-1012. 2007. CASTRO, E. C.; LEITE, A. J. Hospital mortality rates of infants with birth weight less than ore equal to 1,500 g in the northeast of Brazil. Jornal de Pediatria , Rio de Janeiro, v. 83, n. 1, p. 27-32. 2007.

85 COELI, C. M.; CAMARGO, K. R. Avaliação de diferentes estratégias de blocagem no relacionamento probabilístico de registros. Revista Brasileira de Epidemiologia , v. 5, n. 2, p. 185-196. 2002. COUTINHO, E. S. F.; COELI, C. M. Acurácia da metodologia de relacionamento probabilístico de registros para identificação de óbitos em estudos de sobrevida. Cadernos de Saúde Pública , Rio de Janeiro, v. 22, n. 10, p. 2249-2252. 2006. DRAPER, E. S. et al. Mortality patterns among very preterm babies: a comparative analysis of two European regions in France and England. Archives of Disease in Child - Fetal Neonatal , n. 92, p. 356-360. 2007. DUARTE, J. L. M. B.; MENDONÇA, G. A. S. Comparação da mortalidade neonatal em recém-nascidos de muito baixo peso ao nascimento, em maternidades do Município do Rio de Janeiro, Brasil. Cadernos de Saúde Pública , Rio de Janeiro, v. 21, n. 5, p. 1441-14 47. 2005. EVANS, N. et al. Prenatal predictors of mortality in very preterm infants cared for in the australian and New Zealand Neonatal Network. Archives of Disease in Child - Fetal Neonatal , n. 92, p. 34-40. 2007. FANAROFF, A. A. et al. NICHD NEONATAL RESEARCH NETWORK. Trends in neonatal morbidity and mortality for very low birthweight infants. American Journal of Obstetric and Gynecology , n. 196, p. 147.e1-147.e8. 2007. FIELD, D. J. et al. Survival of extremely premature babies in a geographically defined population: prospective cohort study of 1994-9 compared with 2000-5. British Medical Journal , n. 336, p .1221-1223. 2008. FONSECA, S. C.; COUTINHO, E. S. F. Pesquisa sobre mortalidade perinatal no Brasil: revisão da metodologia e dos resultados. Cadernos de Saúde Pública , v. 20, n. 1, p. 7-19. 2004. GOLDANI, M. Z. et al. Increase in preterm and low-birth-weight rates over time and their impact on infant mortality in south-east Brazil. Journal of Biossocial Science , n. 36, p. 177-188. 2004. Erro! A referência de hyperlink não é válida. GOMES, M. A. S. et al. Assistência e mortalidade neonatal no setor público do Município do Rio de Janeiro, Brasil: uma análise do período 1994-2000. Cadernos de Saúde Pública , v. 21, n. 4, p. 1269-77. 2005. GORTMARKER, S. L.; WISE, P. H. The first injustice: socioeconomic disparities, health services technology, and infant mortality. Annual Reviews of Sociology , n. 23, p. 147-170. 1997.

86 INSTITUTO BRASILEIRO DE GEOGRAFIA E ESTATÍSTICA. Projeção da população do Brasil por sexo e idade 1980-2050 : revisão 2008. Estudos e pesquisa Informação demográfica e Socioeconômica, n. 24. ITABASHI, K, et al. Mortality rates for extremely low birth weight infants born in Japan in 2005. Pediatrics, v. 123, n. 2, p. 444-450. 2009. JEFFREY, D. et al. Trends in mortality and morbidity for very low birth weight infants, 1991-1999. Pediatrics , n. 110, p. 143-151. 2002. JUNGER, W. L. Estimação de parâmetros de relacionamento probabilístico de bancos de dados: uma aplicação do algoritmo EM para o RECLINK. Cadernos de Saúde Coletiva , v. 14, n. 2, p. 225-232. 2006. KRAMER, M. S. et al. The contribution of mild and moderate preterm birth to infant mortality. JAMA , n. 284, p. 843-849. 2000. LEVENSHTEIN, V. I. Binary codes capable of correcting deletions, insertions and reversals. Soviet Physics Doklady , n. 10, p. 707-710. 1996. LOPEZ, N. B.; CHOONARA, I. Can we reduce the number of low-birth-weight babies?: the cuban experience. Neonatology , n. 95, p. 193-197. 2009. MACDORMAN, M. F.; MATHEUS, T. J. Recent trends in infant mortality in the United States: NCHS data brief, 9. Hyttasville, MD: National Center for Health Statistics, 2008. Disponível em: < www.cdc.gov/nchs/data > Acesso em: 19. out. 2008. MACHADO, C. J.; HILL, K. Determinantes da mortalidade neonatal e pós-neonatal no Município de São Paulo. Revista Brasileira de Epidemiologia , v. 6; n. 4, p. 345-358. 2003. MARSHALL, G. et al. A new score for predicting neonatal very low birth weight mortality risk in the NEOCOSUR South American Network. Journal of Perinatology , n. 25, p. 577-582. 2005. MARTIN, J. A. et al. Annual Summary of Vital Statistics: 2006. Pediatrics , v. 121, n. 4, p. 788-801. 2008. MATHEWS, T. J.; MACDORMAN, M. F. Infant mortality statistics from the 2004 period linked birth/infant death data set. National Vital Statistics Report , v. 55, n. 14, p. 1-32. 2007. MENEZES, A. M. B. et al. Infant mortality in Pelotas, Brazil: a comparison of risk factors in two birth cohorts. Revista Panamericana de Salud Publica , v. 18, n. 6, p. 439-446. 2005.

87 ORGANIZAÇÃO MUNDIAL DA SAÚDE. Classificação Estatística Internacional de Doenças e Problemas relacionados à Saúde: 10. rev. São Paulo, CBCD, 1995. v.1-2. PAIVA, N. S. et al. Sistema de informações sobre nascidos vivos; um estudo de revisão. Ciência e Saúde Coletiva da Associação Brasileira de Pós-Graduação em Saúde Coletiva . 2008. REDE INTERAGENCIAL DE INFORMAÇÕES PARA A SAÚDE. Indicadores e dados básicos para a saúde 2007: tema do ano: nascimentos no Brasil. Indicador F.10. Disponível em: < datasus.gov.br/idb > SAIGAL, S.; DOYLE, L. W. An overview of mortality and sequelae of preterm birth from infancy to adulthood. The Lancet , n. 371, p. 261-269. 2008. SILVA, A. A. M. et al. Avaliação da qualidade dos dados do Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos em 1997-1998. Revista de saúde pública , n. 35, p. 508-514. 2001. SILVEIRA, M. F. et al. Determinants of preterm birth: Pelotas, Rio Grande do Sul State, Brazil, 2004 birth cohort. Cadernos de Saúde Pública , v. 26, n. 1, p. 185-194. 2010. SPENCER, N. The effect of income inequality and macro-level social policy on infant mortality and low birth weight in developed countries: a preliminary systematic review. Child Care Health Development , n. 30, p. 699 -709. 2004. STATA CORPORATION. Stata Statistical Software . Texas, US, 2003. THEME FILHA, M. M. et al. Confiabilidade do Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos Hospitalares no Município do Rio de Janeiro, 1999-2001. Cadernos de Saúde Pública, v. 20, n. 1, p. 583-591. 2004. WORLD HEALTH ORGANIZATION, 2006. WHO Library-Cataloguing-in-Publication Data. Neonatal and perinatal mortality : country, regional and global estimates.

88 Anexos Anexo A - Causas básicas de óbito (CID 10) Freq % A09 Diarréia de causa infecciosa presumível 1 0,5 A419 Septicemia não especificada 8 3,7 A500 Sífilis congênita precoce sintomática 1 0,5 A509 Sífilis congênita não especificada 1 0,5 B49 Infecção fúngica 1 0,5 C716 Neoplasia maligna do cerebelo 1 0,5 E41 Marasmo nutricional 1 0,5 E46 Desnutrição não especificada 1 0,5 G039 Meningite não especificada 1 0,5 G809 Paralisia cerebral não especificada 1 0,5 I270 Hipertensão pulmonar primária 1 0,5 J180 Broncopneumonia não especificada 3 1,9 J189 Pneumonia não especificada 8 3,7 J219 Bronquite aguda não especificada 1 0,5 J690 Pneumonia de aspiração 2 0,9 J969 Insuficiência respiratória não especificada 1 0,5 K566 Obstrução intestinal não especificada 1 0,5 K729 Insuficiência hepática 1 0,5 M869 Osteomielite não especificada 1 0,5 N19 Insuficiência renal 3 1,9 P000 RN afetado por fatores maternos 1 0,5 P021 RN afetado por descolamento de placenta 2 0,9 P027 RN afetado por complicações das membranas 2 0,9 P070 Transtornos relacionados à gestação de curta duraçã o 8 3,7 P072 Imaturidade extrema 1 0,5 P210 Asfixia perinatal grave 5 2,3 P219 Asfixia perinatal 11 5,1 P220 Síndrome da angústia respiratória do RN 30 13,9 P240 Síndrome da aspiração neonatal 1 0,5 P251 Pneumotórax no período neonatal 2 0,9 P269 Hemorragia pulmonar 3 1,9 P285 Insuficiência respiratória do RN 6 2,8 P291 Arritmia cardíaca neonatal 1 0,5 P292 Hipertensão neonatal 1 0,5 P293 Persistência da circulação fetal 2 0,9 P298 Transtornos cardiovasculares do período neon atal 1 0,5 P299 Transtornos cardiovasculares neonatais 1 0,5 P361 Septicemia do RN 1 0,5 P369 Septicemia bacteriana do RN não especificada 47 21,8 P378 Infecção do período neonatal 1 0,5 P379 Infeecção congênita 1 0,5 P390 Mastite infecciosa neonatal 1 0,5 P399 Infecção própria do período perinatal 10 4,6 P60 Coagulação intravascular disseminada 1 0,5 P612 Anemia da prematuridade 1 0,5 P77 Enterocolite necrotizante 4 1,8 P968 Outras afecções do período neonatal 2 0,9 P969 Afecções não especificadas do período neonatal 2 0,9 Q000 Anencefalia 2 0,9 Q039 Hidrocefalia congênita 2 0,9 Q248 Outras malformações congênitas do coração 1 0,5

89 Q249 Malformações não especificadas do coração 3 1,9 Q250 Enfisema intersticial do período neonatal 2 0,9 Q336 Hipoplasia e displasia pulmonar 3 1,9 Q792 Onfalocele 1 0,5 Q897 Malformações congênitas múltiplas 3 1,9 Q899 Malformações congênitas não especificadas 2 0,9 Q913 Síndrome de Edwards 2 0,9 R99 Causas mal definidas 4 1,8 W190 Queda sem especificação de local 1 0,5 W849 Riscos não especificados à respiração 1 0,5 Y349 Evento não determinado 1 0,5

Dados não registrados: 12

90 Anexo B - Curvas de sobrevida de recém-nascidos de muito baixo peso nascidos no Hospital federal de Bonsucesso de janei ro de 2002 a dezembro de 2006 (estimativas de Kaplan-Meier) segundo as variá veis estudadas que não entraram no modelo Curva de sobrevida de recém-nascidos de muito baixo peso (estimativa de Kaplan-Meier) segundo a variável idade materna

0.00

0.25

0.50

0.75

1.00

Pro

babilid

ade de

sob

revida

0 100 200 300 400Tempo em dias

Idade = de 10 a 19 anos Idade = de 20 a 29 anosIdade = maior que 30 anos

Sobrevida de recém-nascidos de muito baixo peso segundo idade da mãe

Curva de sobrevida de recém-nascidos de muito baixo peso (estimativa de Kaplan-Meier) segundo a variável situação conjugal materna

0.00

0.25

0.50

0.75

1.00

Pro

babi

lidad

e de

sob

revi

da

0 100 200 300 400Tempo em dias

Sit_conjugal = Não unidaSit_conjugal = Unida

Curva de sobrevida de Kaplan-Meier segundo a variável Situação conjugal

91 Anexo C - Gráfico Log Log da associação entre a var iável escolaridade materna e a sobrevida de recém-nascidos de muito ba ixo peso nascidos no Hospital Federal de Bonsucesso de janeiro de 2002 a dezembro de 2006, ajustado pelas variáveis pré-natal, sexo, peso de n ascimento e idade gestacional

.51

1.5

22.

53

Pro

babi

lidad

e de

sob

revi

da

0 2 4 6Tempo em dias

Nivel_de_escolaridade = 1Nivel_de_escolaridade = 2Nivel_de_escolaridade = 3

Testes: KM: p = 0,47 Rank: p = 0,40 Log = 0,25

92 Anexo D - Gráficos Log Log da associação entre as v ariáveis estudadas e a sobrevida de recém-nascidos de muito baixo peso nas cidos no Hospital Federal de Bonsucesso de janeiro de 2002 a dezembro de 2006 Gráfico Log Log da associação entre a variável esco laridade materna e a sobrevida de recém-nascidos de muito baixo peso

.51

1.5

22.

53

Pro

babi

lidad

e de

sobr

evid

a


Escolaridade = 8 ou mais anos Escolaridade = 4 a 7 anosEscolaridade = 3 anos ou menos

Gráfico Log Log da associação entre a variável pré- natal e a sobrevida de recém-nascidos de muito baixo peso

11.

52

2.5

3Pro

babilid

ade

de

sobr

evid

a


Prenatal = menos de 3 consultasPrenatal = 3 ou mais consultas

93 Gráfico Log Log da associação entre a variável peso de nascimento e a sobrevida de recém-nascidos de muito baixo peso

01

23

4Pro

babi

lidad

e de

sob

revida


Peso = 500-749gPeso = 750-999gPeso = 1000-1500g

Gráfico Log Log da associação entre a variável idad e gestacional e a sobrevida de recém-nascidos de muito baixo peso

01

23

4Pro

babi

lidad

e de

sob

revida


IG = 27 sem ou menosIG = 28 a 31 semIG = 32 sem ou mais

94 Gráfico Log Log da associação entre a variável sexo e a sobrevida de recém-nascidos de muito baixo peso

11.

52

2.5

3Pro

babilid

ade

de

sobr

evid

a


Sexo = masculinoSexo = feminino

95 Anexo E - Gráficos dos testes de comparação KM-Cox das estimativas de sobrevida dos recém-nascidos de muito baixo peso na scidos no Hospital Federal de Bonsucesso de janeiro de 2002 a dezembro de 2006 Gráfico do teste de comparação KM-Cox da estimativa de sobrevida de recém-nascidos de muito baixo peso para a variável Escolaridade materna

0.50

0.60

0.70

0.80

0.90

1.00

Pro

babilida

de

de sobr

tevida

0 100 200 300 400Tem po em dias

Observ ed: Es colaridade = 8 ou m ais anos Observ ed: Es cola ridade = 4 a 7 anos

Observ ed: Es cola ridade = 3 anos ou m enos Predicted : Es cola ridade = 8 ou m ais anos

Predicted : Es colaridade = 4 a 7 anos Predict ed: Es cola ridade = 3 anos ou m enos

Com paração da es tim at iv a de s obrev ida de Kaplan-Meier e o m odelo C ox para a v ariáv el Es cola ridade m at erna

Gráfico do teste de comparação Km-Cox da estimativa de sobrevida de recém-nascidos de muito baixo peso para a variável Sexo do recém-nascido

0.70

0.75

0.80

0.85

0.90

0.95

Pro

babilida

de

de sobr

tevida

0 100 200 300 400Tem po em dias

Observ ed: Sexo = m Observ ed: Sexo = f

Predicted : Sexo = m Predicted: Sexo = f

Com paração da es tim at iv a de s obrev ida de Kaplan-Meier e o m odelo C ox para a v ariáv el Sexo do recém-nascido

96 Gráfico do teste de comparação KM-Cox da estimativa de sobrevida de recém-nascidos de muito baixo peso para a variável Idade gestacional

0.40

0.60

0.80

1.00

Pro

babi

lidade

de sobr

tevida

0 100 200 300 400Tem po em dias

Observ ed: I G = 27 sem ou m enos Observ ed: I G = 28 a 31 sem

Observ ed: I G = 32 sem ou m ais Predict ed : IG = 27 sem ou m enos

Predicted: I G = 28 a 31 sem Predict ed: I G = 32 sem ou m ais

Com paração da es tim at iv a de s obrev ida de Kaplan-Meier e o m odelo C o x para a v ariáv el Idade gestac ional

Gráfico do teste de comparação da estimativa de sob revida de Kaplan-Meier e o modelo de Cox para a variável Peso de nasciment o

0.20

0.40

0.60

0.80

1.00

Pro

babi

lidad

e de sob

rtevida

0 100 200 300 400Tem po em dias

Observ ed: Peso = 1000 a 1500g Observ ed: Peso = 750 a 999g

Observ ed : Peso = 500 a 749g Predicted: Peso = 1000 a 1500g

Predict ed : Peso = 750 a 999g Predict ed : Peso = 500 a 749g

Com paração da es tim at iv a de s obrev ida de Kaplan-Meier e o m odelo C ox para a v ariáv el Peso de nasc im ento

97 Gráfico do teste de comparação da estimativa de sob revida de Kaplan-Meier e o modelo de Cox para a variável Prenatal

0.70

0.75

0.80

0.85

0.90

0.95

Pro

babi

lidade

de

sobrte

vida

0 100 200 300 400Tem po em dias

Observ ed: Prenata l = m enos de 3 consultas Observ ed: Prenata l = 3 ou m ais consultas

Predicted: Prena ta l = m enos de 3 consultas Predicted: Prena ta l = 3 ou m ais consultas

Com paração da es tim at iv a de s obrev ida de Kaplan-Meier e o m odelo C ox para a v ariáv el Prenata l

98 Anexo F - Testes do pressuposto de hazards proporc ionais Test of proportional hazards assumption Time:Kaplan-Meier --------------------------------------------------------- | rho chi2 df Prob>chi2 ------------+-------------------------------------------- _Iescmodel_2| 0.02248 0.08 1 0.7723 _Iescmodel_3| 0.11260 2.23 1 0.1356 _Iprenatok_3| 0.04942 0.39 1 0.5303 _Issexodn_2 | 0.04890 0.40 1 0.5292 _Icatpeso2_2| 0.05705 0.58 1 0.4467 _Icatpeso2_3| 0.04000 0.26 1 0.6083 _Imodelidg~3|-0.06006 0.62 1 0.4299 _Imodelidg~4| 0.12069 2.02 1 0.1557 ------------+-------------------------------------------- global test | 7.54 8 0.4794 -------------------------------------------------------- Test of proportional hazards assumption Time:Rank(t) ---------------------------------------------------------- | rho chi2 df Prob>chi2 ------------+--------------------------------------------- _Iescmodel_2| 0.01658 0.05 1 0.8310 _Iescmodel_3| 0.10790 2.05 1 0.1527 _Iprenatok_3| 0.04478 0.32 1 0.5696 _Issexodn_2 | 0.04644 0.36 1 0.5502 _Icatpeso2_2| 0.06596 0.77 1 0.3790 _Icatpeso2_3| 0.05582 0.51 1 0.4745 _Imodelidg~3|-0.07020 0.85 1 0.3561 _Imodelidg~4| 0.12540 2.18 1 0.1402 ------------+--------------------------------------------- global test | 8.29 8 0.4060 ---------------------------------------------------------- Test of proportional hazards assumption Time:Log(t) ---------------------------------------------------------- | rho chi2 df Prob>chi2 ------------+--------------------------------------------- _Iescmodel_2| 0.00514 0.00 1 0.9472 _Iescmodel_3| 0.10241 1.84 1 0.1747 _Iprenatok_3| 0.03150 0.16 1 0.6892 _Issexodn_2 | 0.03716 0.23 1 0.6326 _Icatpeso2_2| 0.08288 1.22 1 0.2690 _Icatpeso2_3| 0.08978 1.32 1 0.2500 _Imodelidg~3|-0.08921 1.38 1 0.2409 _Imodelidg~4| 0.13247 2.43 1 0.1192 ------------+-------------------------------------------- global test | 10.19 8 0.2520 ---------------------------------------------------------

Anexo G - Modelo de Declaração de Nascido Vivo 99

Anexo H - Modelo de Declaração de Óbito 100

Anexo I 101

Termo de Compromisso para Utilização de Bases de Dados Confidenciais1

Eu, _____________________________________ abaixo assinado (a), portador (a) do

documento de identidade ________________________________, tendo em vista a minha

participação nas atividades de vinculação de bases de dados confidenciais realizadas no

Laboratório de Métodos Epidemiológicos e Estatísticos e Computacionais em Saúde do

Instituto de Estudos de Saúde Coletiva da Universidade Federal do Rio de Janeiro, assumo a

responsabilidade de: (1) guardar sigilo e zelar pela privacidade dos indivíduos

relacionados/listados nesta(s) base(s) de dados; (2) guardar sigilo sobre eventuais senhas

fornecidas para acesso a esta(s) base(s) de dados; (3) não fazer cópias das bases de dados das

quais o laboratório é fiel depositário; (4) não repassar, comercializar ou transferir a terceiros

as informações individualizadas, contidas nessas bases, de qualquer forma que viole seu

sigilo; (5) não disponibilizar emprestar ou permitir acesso de pessoas ou instituições não

autorizadas a esta(s) base(s) de dados; (6) não divulgar, por qualquer meio, inclusive nos

relatórios de conclusão da pesquisa, dados ou informações contendo os nomes ou quaisquer

outras variáveis que permitam a identificação de indivíduos ou que afetem a sua

confidencialidade; (7) não praticar ou permitir qualquer ação que comprometa a integridade

da(s) base(s) de dados das quais o laboratório é fiel depositário; (8) utilizar as informações

contidas nestas bases de dados exclusivamente para as finalidades descritas nos projetos do

laboratório aprovados por comitê de ética em pesquisa.

Rio de Janeiro, ______ de ________________ de ______.

1 São consideradas bases confidenciais aquelas que contenham dados pessoais que permitam a identificação da pessoa e possam ser associados a outros dados referentes ao endereço, idade, raça, opiniões políticas, religiosas, crenças, ideologia, saúde física, saúde mental, vida sexual, registros policiais, assuntos familiares e profissão.

DISSERTAÇÃO DE MESTRADO REGINA CARDOSO

Documents

Transcript of DISSERTAÇÃO DE MESTRADO REGINA CARDOSO