No Brasil, desde o fim da década de 1980, a mortalidade neonatal é considerada o principal componente da mortalidade infantil.1 A prematuridade, nascimento com idade gestacional menor de 37 semanas, desempenha um papel importante nesse contexto, é uma causa potencialmente evitável.2–4 Estima‐se que aproximadamente 12% do total de nascimentos da população brasileira sejam prematuros, índice maior do que em países desenvolvidos.5,6

As causas para o nascimento prematuro incluem desde fatores relacionados à idade da mãe, como gravidez na adolescência ou acima dos 35 anos; à gestação, como intervalo curto entre concepções, gestações múltiplas, cesarianas eletivas, indução do parto, doenças crônicas gestacionais, infecções e condições socioeconômicas e nutricionais; e ao feto, como doenças genéticas.5,7

Os neonatos de muito baixo peso ao nascer (MBPN) são aqueles com peso de nascimento abaixo de 1.500g. Constituem um grupo de alta morbimortalidade, pouco estudado na literatura, pode representar 60% dos óbitos neonatais.8 Há uma alta correlação entre prematuridade extrema e MBPN. Com base no estudo Intergrowth‐21st, o percentil 50 de peso ao nascer para fetos com 32 semanas é igual a 1.500g,9 de forma que na ausência de dados precisos de idade gestacional as tendências temporais de MBPN podem indicar a evolução na prematuridade extrema.

Em Pelotas/RS, a cada 11 anos é iniciada uma coorte que inclui todos os nascimentos na cidade durante o ano.10 Tais coortes têm permitido avaliar a evolução dos indicadores de saúde da cidade desde 1982, passou‐se por 1993, 2004 e, por último, 2015. Com base nos dados provenientes desses estudos, buscou‐se entender o panorama prévio e atual dos nascimentos desse grupo de neonatos, nas três décadas compreendidas pelas coortes. Portanto, nosso objetivo foi verificar a prevalência, mortalidade e fatores de risco associados aos nascimentos de MBPN, ao longo desse período de 33 anos.

Foram analisados quatro estudos transversais que usaram dados das entrevistas perinatais das coortes de nascimento de Pelotas. Os dados foram coletados em 1982, 1993, 2004 e 2015 e incluíram todos os nascidos vivos hospitalares no município, do primeiro ao último dia dos anos em questão. As estratégias usadas para coleta de dados em todas as coortes foram semelhantes: questionários estruturados (perinatal em todas as coortes e pré‐natal em 2015, disponíveis em http://www.epidemio‐ufpel.org.br/site/content/estudos/index.php) aplicados por entrevistadores previamente treinados. As mães foram entrevistadas logo após o parto e os recém‐nascidos foram medidos, pesados e examinados por uma equipe treinada e supervisionada por um pediatra.10,11 Os dados relativos aos poucos bebês nascidos fora do ambiente hospitalar foram obtidos logo que as mães buscaram atendimento após o parto. A mortalidade neonatal (entre o nascimento e 27 dias, inclusive) foi avaliada por meio de visitas aos hospitais, cemitérios, tabelionatos e cartórios, a partir de 2004 foi obtida através do SIM (Sistema de Informação de Mortalidade).10–12 As descrições metodológicas detalhadas de cada estudo de coorte encontram‐se nas publicações de Victora e Barros,13 Victora et al.,14 Santos et al.,15 e Hallal et al.11

No presente estudo, os recém‐nascidos foram subdivididos conforme o peso ao nascer em quatro subgrupos: < 1.500g, 1.500‐1.999g, 2.000‐2.499g e ≥ 2.500g. Os pontos de corte de 1.500 e 2.500g são recomendados pela Organização Mundial da Saúde (http://www.who.int/reproductivehealth/publications/monitoring/9280638327/en/) e optou‐se por subdividir o grupo entre 1.500 e 2.500g em dois subgrupos. A distribuição dos pesos de nascimento foi descrita em números absolutos e percentuais. A mortalidade neonatal foi avaliada nesses grupos. Para o cálculo da idade gestacional nas coortes de 1982 e 1993, usou‐se a data da última menstruação referida pela mãe na entrevista perinatal, enquanto que para as coortes de 2004 e 2015 priorizou‐se a informação sobre a idade gestacional segundo o exame de ultrassonografia obstétrica; na ausência dessa informação, a data da última menstruação. Cabe ainda notar que, nas quatro coortes, cerca de 10% dos nascimentos tinham idade gestacional ignorada.

Os fatores de risco estudados para MBPN foram: renda familiar mensal em salários mínimos, idade materna e tipo de parto. A renda familiar mensal foi calculada pela soma das rendas individuais e expressa em quintis de renda; a idade materna foi subdividida em três grupos: < 20 anos, 20‐34 anos e ≥ 35 anos; e o tipo de parto, em vaginal ou cesáreo. As análises foram apresentadas sob forma de tabelas e gráfico. Para as tabelas de contingência, foi usado o teste de qui‐quadrado para proporções.16 Para as análises brutas e ajustadas de fatores de risco (expressa em prevalências brutas e ajustadas para cada coorte), usou‐se a regressão de Poisson com variância robusta. Optou‐se pela regressão de Poisson, pois, além de fornecer estimativas corretas, esse é o método mais adequado para a análise em estudos transversais com resultados binários,17 possibilita que as razões de prevalência possam ser mais facilmente interpretadas e comunicadas quando comparadas com as odds ratios calculadas por regressão logística.17 Para análise dos óbitos em MBPN ao longo dos anos, usamos o teste de qui‐quadrado para tendência linear. Os dados foram analisados no software de estatística SPSS versão 24.

Este estudo e todos os procedimentos relacionados às coortes foram aprovados pelos comitês de ética das instituições envolvidas. Em 1982, as mães deram consentimento verbal para participar na pesquisa, enquanto que a partir de 1993 foi obtido seu consentimento por escrito. A partir de 1996 houve obrigatoriedade de submissão de projetos ao Comitê de Ética. Em 2004 o estudo foi aprovado sob número 40601116 e em 2015 sob registro CAAE 26746414.5.0000.5313.

Foram incluídos no estudo 19.625 recém‐nascidos (RN). Os percentuais de recém‐nascidos (RS) com MPBN variou entre 0,9% e 1,4%, sem evidências de mudanças ao longo do tempo (teste de qui‐quadrado para tendência linear com valor P de 0,11) e estão expressos na tabela 1. O total de recém‐nascidos estudados no grupo MBPN foi de 225, foram usados como um grupo único para as análises de fatores de risco. A grande maioria dos nascimentos (89,9%‐91,0%) ocorreu no grupo com peso ao nascer ≥ 2.500g em todos os anos estudados. Apenas nove (5,3%) das 169 crianças com MBPN e com idade gestacional conhecida tinham 37 ou mais semanas. Por outro lado, 99,9% das crianças nascidas a termo apresentavam peso superior a 1.500g.

Na tabela 2 podemos observar que a razão de prevalências de MBPN está próxima a 2,0 nos 60% mais pobres (correspondentes aos quintis 1, 2 e 3 de renda familiar). A principal diferença diz respeito à comparação entre esse grupo, que inclui 60% das crianças, e os 40% mais ricos (quintis 4 e 5), entre os quais a prevalência ficou abaixo de 1%.

O ajuste para os anos das coortes não mudou o padrão observado e as diferenças entre os grupos de renda permaneceram (p = 0,003). Em relação à idade materna, a prevalência de MBPN foi aparentemente um pouco menor entre as mães de 20‐34 anos, mas a diferença não foi significativa (p = 0,13). Também não foi observada diferença entre a prevalência de MBPN conforme o tipo de parto (p = 0,61).

Ao longo dos 33 anos cobertos pelas quatro coortes observa‐se que a mortalidade por 1.000 nascidos vivos para os neonatos com peso < 1.500g caiu de 688 em 1982 para 259 em 2015 (p < 0,001). Entre os óbitos neonatais, como demonstrado na figura 1, a proporção com MPBN aumentou durante o período: 37,9% em 1982, 43,1% em 1993, 60,0% em 2004 e 60,9% em 2015 (p < 0,001).

Figura 1.

Mortalidade neonatal por grupos de peso ao nascer nas quatro coortes.

(0,14MB).

A tabela 3 mostra os resultados de análises multivariadas inclusive todos os fatores estudados. Apenas a renda familiar mostra associação significativa (p = 0,003) com o MBPN após o ajuste. A prevalência de MPBN é cerca de três vezes superior nos 60% mais pobres, quando comparado com o quintil mais rico.

As coortes de nascimento de Pelotas apresentam grande potencial para analisar a evolução temporal de variáveis perinatais e seus fatores de risco, por se caracterizar como estudos de base populacional e cobrir um grande período de 33 anos. Os resultados aqui descritos complementam as análises da evolução do peso ao nascer em Pelotas até 2004 publicadas por Barros et al.18

As presentes análises mostram uma importante diminuição da mortalidade entre os recém‐nascidos de MBPN ao longo dos anos, enquanto a prevalência de nascimentos com MBPN mostrou‐se estável, entre 0,9% e 1,4%. Estudo feito na capital do estado (Porto Alegre) com dados secundários por Da Silva et al. encontrou uma prevalência de MBPN entre 1,1% e 1,3% entre 1994 e 2005, com uma tendência de aumento muito discreta (p = 0,049).

As prevalências relatadas para Porto Alegre são similares àquelas observadas no presente estudo; é possível que o nível limítrofe de significância estatística seja influenciado pelo amplo tamanho da amostra (mais de 20 mil nascimentos por ano), sem indicar um aumento substancial na prevalência. Os autores relatam que o risco aumentado esteve associado com a primiparidade.19

Em relação aos fatores de risco, a renda foi o único fator estudado que se associou com MBPN, assim como foi observado no estudo de Sadovsky et al. para a prematuridade em geral.12 No estudo de Porto Alegre, os autores encontraram que a prevalência de MBPN em hospitais públicos era 67% maior do que em hospitais privados, o que está em consonância com a associação que encontramos com a situação socioeconômica.19 O mesmo estudo19 descreveu um aumento de 87% no risco de MBPN para cesarianas em relação a partos vaginais, o que não foi confirmado em nosso estudo. A relação entre tipo de parto e MBPN é difícil de interpretar, pois certamente ocorrem interrupções precoces da gestação por indicação médica em caso de patologias maternas graves.

Em relação à idade materna, um grande estudo americano identificou um aumento do risco para parto prematuro (< 37 semanas) nos extremos de idade, < 24 anos e > 40 anos. Esses autores não encontraram associação para prematuros MBPN nem para idade gestacional < 32 semanas, o que é consistente com nossos resultados.20

A redução importante da mortalidade neonatal entre os recém‐nascidos de MBPN no decorrer dos anos pode ser atribuída à melhoria do atendimento médico a essa porção da população. Nossos dados de 2015 mostraram que essa redução foi ainda mais acentuada do que nas coortes anteriores (fig. 1).21 Cabe lembrar que em 1982 não existiam unidades de tratamento intensivo neonatal na cidade e o que o número de leitos oferecidos em tais unidades aumentou de 16 em 1993 para 19 em 2004 e 29 em 2015. Recém‐nascidos de MBPN, todavia, ainda concentram grande porção da mortalidade no período neonatal. No estudo “Nascer no Brasil” de 2011‐2012, foi observado que 60% das mortes neonatais estão contidas nesse grupo de muito baixo peso, o que está de acordo com os presentes achados.8

Nosso estudo tem algumas limitações. Em primeiro lugar, foram selecionados apenas alguns fatores de risco para análise, com base na literatura sobre determinantes do MBPN e mortalidade neonatal. Esses incluíram a renda familiar, o tipo de parto, a idade materna, o sexo do recém‐nascido e o ano da coorte, esse último para investigar tendências temporais. Não foi possível estudar separadamente hospitais públicos e privados, uma vez que os hospitais analisados atendem igualmente pacientes privados, conveniados e do Sistema Único de Saúde.

Concluindo, a prevalência de MBPN se manteve estável, mas ocorreu uma evidente diminuição da mortalidade entre estes recém‐nascidos nos últimos anos. Ainda assim, crianças com MBPN continuam a representar uma parcela relevante na mortalidade neonatal. A prevenção do nascimento de crianças de muito baixo peso depende não somente da melhoria dos sistemas de saúde, mas principalmente de políticas que possam diminuir as desigualdades sociais.

Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (Capes).

Os autores declaram não haver conflitos de interesse.