Análise do peso ao nascer e da idade gestacional nas coortes de nascidos vivos de Niterói, RJ, 1996 a 2004

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1 Análise do peso ao nascer e da idade gestacional nas coortes de nascidos vivos de Niterói, RJ, 1996 a 2004 Andressa Gaudencio 1 Luis Guillermo Coca Velarde 2 Antonio Jose Leal Costa 1 Pauline Lorena Kale 1 Palavras-chave: recém-nascido de baixo peso, nascimento prematuro, peso ao nascer, idade gestacional, estudos de coortes. Trabalho apresentado no XVIII Encontro Nacional de Estudos Populacionais, ABEP, realizado em Águas de Lindóia/SP Brasil, de 19 a 23 de novembro de Instituto de Estudos em Saúde Coletiva - UFRJ 2 Departamento de Estatística do Instituto de Matemática e Estatística - UFF 0

2 RESUMO INTRODUÇÃO: O baixo peso ao nascer é um bom preditor de morbi-mortalidade, porém sua prevalência tem um valor questionável enquanto indicador de saúde perinatal no nível populacional. Foi realizada uma análise do peso ao nascer (PN) e da prematuridade nas coortes de nascidos vivos (NV) de Niterói, RJ (1996 a 2004). MÉTODO: A fonte de dados foi o Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos. Foram excluídos NV gemelares ou com informações em branco, ignoradas ou inconsistentes (peso ao nascer versus idade gestacional). Foram analisadas anualmente as curvas de distribuição do PN por componentes (predominante e residual) e calculados os seguintes indicadores propostos por Wilcox e Russell (1983): média e desvio padrão do PN na distribuição predominante (DP) e proporção de NV na distribuição residual (DR). Foram calculados anualmente as estatísticas sumárias do PN e os indicadores clássicos de saúde perinatal: prevalências de prematuridade (<37 semanas de gestação), de muito baixo PN (MBPN<1.500g) e de baixo PN (BPN<2.500g), segundo sexo. RESULTADO: A população de estudo foi composta por NV. Observou-se uma tendência anual declinante de NV e predomínio constante do sexo masculino no período. As prevalências de prematuridade para ambos os sexos quase duplicaram entre 1996 e 2004: de 4,4% para 8,4% e de 4,1% para 7,9%, respectivamente, entre meninos e meninas. A prevalência de MBPN manteve-se em torno de 1% independentemente do sexo. Houve redução da prevalência de BPN entre o primeiro e último anos analisados: meninos, de 2,7% (7,3% e 7,1%) e meninas, de 14,6% (8,9% e 7,6%). A média (desvio padrão) do PN variou no período: a) prematuros: de 2.067,2g (±736,8g) a 2.355,4g (±745,8g), b) não prematuros: de 3.208,0g (±448,6g) a 3.254,2g (±434,3g) e c) na DP: de 3.045,8g (±572,7g) a 3.256,7g (±472,4g). A proporção anual de BPN entre os NV pertencentes à DR foi cerca de 100%. CONCLUSÃO: O aumento da prevalência de prematuridade não foi acompanhado do aumento da prevalência do MBPN. A redução do BPN deveu-se principalmente à redução de NV com PN entre 1.500g e 2.499g. Os valores médios anuais de PN foram crescentes e muito próximos quando comparados os NV não prematuros com aqueles pertencentes à DP, corroborando com a proxy da predominância de não prematuros na DP e de prematuros na DR descrita por Wilcox e Russell. A redução do BPN sugere ter sido em função da restrição do crescimento intrauterino e não devido à prematuridade. 1

3 INTRODUÇÃO O baixo peso ao nascer (BPN), peso inferior a gramas (WHO, 1995), é uma preocupação clínica e de saúde pública devido a sua associação com a maior morbimortalidade infantil (Mc CORMICK, 1985, ALMEIDA et al., 2002, GEIB et al, 2010) e morbi-mortalidade por doenças crônico-degenerativas no ciclo da vida (BARKER, 1998, GODFREY & BARKER, 2000). Dentre os mecanismos que levam ao BPN estão a prematuridade e/ou a desnutrição intrauterina (crescimento intrauterino restrito). Em geral, nos países desenvolvidos predomina o mecanismo de prematuridade (dois terços dos nascimentos de crianças com BPN) e nos países em desenvolvimento, principalmente ao crescimento intrauterino restrito (CARNIEL et al., 2008). Segundo Weinberg e Wilcox (2011), comparações da prevalência de baixo peso ao nascer (<2.500 gramas) entre populações podem levar aos seguintes paradoxos: 1- excesso de prevalência de BPN não está associado necessariamente a uma maior mortalidade (por exemplo, meninas tem maior prevalência de BPN e maior sobrevida do que meninos) e 2- recém-nascidos com baixo peso têm uma mortalidade menor quando oriundos de uma população com maior mortalidade infantil do que de uma população com menor mortalidade (por exemplo, mortalidade infantil é maior entre os filhos de mães fumantes quando comparado as mães não fumantes, entretanto, aqueles com BPN da primeira população tiveram uma mortalidade menor do que os com BPN da segunda população). O estabelecimento da relação ecológica entre o BPN e a mortalidade infantil é, portanto, questionável. Nas regiões brasileiras entre 1997 e 2005, a dissociação ecológica entre o BPN e a taxa de mortalidade infantil pode estar refletindo intervenções médicas nos estados mais desenvolvidos (SILVA et al., 2010). O baixo peso ao nascer é considerado um biomarcador para fatores verdadeiramente causais. Quando calculadas as taxas de mortalidade neonatal precoce segundo peso ao nascer observa-se um padrão em J invertido, sendo as maiores taxas entre aqueles com menores valores de peso ao nascer, e menores entre aqueles com peso médio, voltando a crescer entre aqueles com peso maior. Esse padrão da curva de mortalidade neonatal específica por peso ocorre dentro de cada estrato de idade gestacional, entre diferentes categorias e exposição ao fumo, ou diferentes altitudes de pressão atmosférica em que vivem (WEINBERG & WILCOX, 2011). Quando a curva de distribuição do peso ao nascer se desloca para direita (maiores medidas de peso ao nascer) ou para a esquerda (menores medidas de peso ao nascer) a curva de mortalidade neonatal específica por peso também se desloca e, portanto, a mortalidade geral dos recém-nascidos não será alterada. Diante do exposto, não se justifica o ponto de corte fixo, como o de gramas definido pela WHO (1995), como critério (WILCOX, 2001) para definição de população de risco. Recém-nascidos com BPN incluem tanto bebês prematuros (<37 semanas de gestação) quanto a termo ( 37 semanas de gestação, porém pequenos devido à restrição do crescimento intrauterino). Outra classificação de risco para mortalidade neonatal baseia-se na combinação entre idade gestacional e peso ao nascer. Para qualquer idade gestacional, aqueles com peso ao nascer inferior ao percentil 10 da curva de distribuição do peso ao nascer são considerados pequenos (PIG). A população de recém-nascidos com maior risco para mortalidade infantil são os prematuros pequenos (WILCOX, 2001). 2

4 Entretanto, nem sempre há informação sobre a IG e por vezes ela não é uma informação válida. A população de recém-nascidos com maior risco para mortalidade infantil são os prematuros pequenos (WILCOX, 2001). A partir da percepção sobre a forma da distribuição do peso ao nascer e sobre o excesso de nascimentos com BPN, epidemiologistas conceituaram de forma simplificada a distribuição do peso ao nascer considerando dois componentes que se sobrepõem: uma distribuição normal predominante (DP), contendo a maioria dos nascimentos (cerca de 95% ou mais) e uma distribuição residual (DR), responsável pela representação do excesso de BPN (WILCOX & RUSSELL, 1983 e ADAMS et al., 1968 apud UMBACH & WILCOX, 1996). Para sumarizar os dois componentes da distribuição do peso ao nascer são utilizados a média e o desvio padrão da distribuição predominante e a proporção dos recém-nascidos da curva residual. Os parâmetros da distribuição predominante são semelhantes aos da distribuição de nascimentos a termo e a proporção de nascimentos da distribuição residual corresponde, aproximadamente, à proporção de pré-termos com peso inferior a 2.500g. Vale ressaltar a possibilidade do uso dessas distribuições (predominante e residual) mesmo não se obtendo a informação sobre a IG (UMBACH & WILCOX, 1996). Os componentes predominante e residual são independentes entre si. Uma exposição que afete o crescimento fetal não necessariamente afeta o risco de nascimentos de pré-termos. Portanto, a média da DP pode mudar sem alterar o percentual de nascidos na distribuição residual. O contrário também ocorre: um fator que aumente o risco de nascimentos pré-termo não necessariamente modificará a média do peso de crianças nascidas não pré-termo (o percentual da DR pode mudar sem afetar a DP) (WILCOX, 2001). Recém-nascidos com BPN incluem toda a DR mais a cauda inferior da DP e que um aumento de nascimentos residuais aumentaria a prevalência de BPN. Igualmente, a redução da média da DP ou o aumento do desvio padrão acarretariam ao aumento percentual de BPN. Não sendo possível mensurar diretamente a proporção de pré-termos na população, onde o PN seria o único dado apresentado, recomenda-se o cálculo da DR como estimativa para o BPN, tornando-o, assim, um possível indicador da saúde perinatal. (WILCOX, 2001). No país, uma importante fonte de dados para análise e estudo de coortes de nascimentos é o Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos (SINASC) implementado desde 1991 no município de Niterói. A alta confiabilidade da informação sobre o PN permitirá o seu uso tanto para investigação de associações a nível individual quanto a nível populacional, para análise dos indicadores de saúde perinatal das coortes de nascimentos. Além da menor confiabilidade da informação sobre a IG, a apresentação da informação em categorias de semanas de gestação do SINASC não permite a classificação direta dos NV quanto à RCIU ou PIG. Os parâmetros populacionais da distribuição do PN das coortes de nascimento propostos por Wilcox e Russell (1983) e, em particular, o percentual de nascidos pequenos e pré-termo, que compõem a curva de DR, permitem estimar a frequência de recém-nascidos considerados de alto risco de morbi-mortalidade infantil. Neste estudo foi realizada uma análise do PN e da prematuridade nas coortes de nascidos vivos de Niterói, RJ (1996 a 2004). 3

5 MÉTODOS Trata-se de um estudo descritivo das coortes de NV no município de Niterói, compreendida entre os anos de 1996 e O banco de dados do SINASC foi obtido por meio de uma solicitação à Secretaria Estadual de Saúde e Defesa Civil do Rio de Janeiro. Todos os recém-nascidos vivos cujas mães residam ano município de Niterói entre 1996 e 2004 na ocasião do parto foram considerados elegíveis para o estudo. Foram excluídos os NV sem informações registradas na DN, consideradas em branco, e a categoria ignorada referentes as variáveis sexo, PN, IG e tipo de gravidez; NV gemelares e aqueles cujas as informações sobre o PN e a IG seguissem os seguintes critérios (RIO DE JANEIRO, 2008): Menos de 22 semanas de gestação e PN maior que 600g; De 22 a 27 semanas de gestação e PN maior que 1.500g; De 37 e mais semanas e PN menor que 1.500g ou maior que 5.500g. Foram calculadas e descritas, anualmente, as distribuições dos nascidos vivos segundo idade gestacional: <22 semanas, de 22 a 27 semanas, de 28 a 36 semanas, de 37 a 41 semanas, de 42 ou mais semanas e segundo peso ao nascer: muito baixo peso ao nascer (MBPN: <1.500g), baixo peso ao nascer ( 1.500g e <2.500g), peso ao nascer insuficiente ( 2.500g e <3.000g), peso ao nascer adequado ( 3.000g e <4.000g), macrossomia ( 4.000g). Foram calculadas as prevalências de prematuridade (< 37 semanas de gestação) e baixo peso ao nascer (BPN: <2.500 gramas) segundo sexo (masculino e feminino); de muito baixo peso ao nascer (MBPN: <1.500g) e baixo peso ao nascer (BPN: <2.500 gramas) segundo prematuridade (prematuro e não prematuro: < e 37 semanas de gestação) e de prematuridade segundo a presença de BPN. A prevalência de BPN entre não prematuros foi considerada como um marcador de desnutrição intrauterina (WILCOX, 2001). Foram calculadas as razões de prevalências para medir as associações entre sexo e cada um dos desfechos seguintes: prematuridade, MBPN e BPN e a associação entre prematuridade e BPN. A variável PN foi analisada também sob a forma contínua. Foram calculadas as estatísticas sumárias anuais do PN (média, desvio padrão e mediana) segundo prematuridade. As curvas anuais de distribuição do PN foram analisadas de forma exploratória quanto à simetria e dispersão e foram apresentadas graficamente. Para essas análises foi utilizado o programa estatístico Statistical Package for the Social Sciences Statistics, versão 17.0 (SPSS, 2008). A distribuição do peso ao nascer é descrita como sendo uma distribuição predominantemente Gaussiana afetada por distribuições inespecíficas em suas extremidades. Foi realizada uma estatística descritiva das curvas anuais de distribuição do PN para o cálculo dos parâmetros (indicadores de saúde perinatal a nível populacional): média e desvio padrão do PN na curva de distribuição do PN predominante e a proporção de NV da curva de distribuição do PN residual em relação ao total de NV (UMBACH & WILCOX, 1996). Inicialmente, a partir da construção do histograma de frequência do PN observado, foram calculados: os limites inferior e superior para cada intervalo de classe do PN, o ponto máximo e a variância de cada classe de PN à direita desse ponto máximo na curva de distribuição do PN. Foi considerada a mediana das variâncias para o cálculo do desvio padrão, minimizando a interferência de uma possível assimetria da curva à direita. 4

6 A curva de distribuição do PN predominante foi programada para seguir uma distribuição Normal (simétrica) e, a partir do ponto máximo e do desvio padrão, foi possível descrever estatisticamente a curva de distribuição predominante do PN das coortes anuais de nascimento. A frequência de NV por classe de PN que ficaram acima da curva de DP à esquerda do ponto máximo foi rebaixada para a origem do histograma, correspondendo, portanto, a curva distribuição do PN residual. A programação criada para a construção das curvas, tanto predominante quanto residual, foi feita para todos os nascidos vivos, independentemente da idade gestacional ou sexo, seguindo o método utilizado por Wilcox e Russell (1983). Utilizou-se o programa computacional R, versão (R DEVELOPMENT CORE TEAM, 2012) para geração das curvas de DP e DR do PN. A seguir é apresentada a estrutura da matriz de frequência programada 3 para geração das curvas dessas curvas (tabela 1) e em anexo, a programação em R propriamente dita (anexo I). Tabela 1. Estrutura da matriz de frequências programada para geração das curvas de distribuição predominante e residual do PN. Colunas Cálculos [1] limite inferior da classe de PN [2] limite superior da classe de PN [3] marco de classe de PN: ponto central do intervalo [4] frequência absoluta de cada intervalo [5] frequência acumulada da coluna [4] [6] frequência acumulada esperada considerando-se a distribuição de probabilidade Normal [7] frequência absoluta esperada para distribuição Normal [8] frequência absoluta da distribuição residual: coluna [4] - coluna [7] O cálculo do terceiro parâmetro, proporção de NV da curva de distribuição do PN residual em relação ao total de NV (RN_ DR), correspondeu ao quociente da área da curva residual pela área total da curva de distribuição do PN calculadas, representada pela equação a seguir: RN_ DR = col8 col4 RN_ DR: proporção de NV da curva de distribuição do PN residual col 8 : frequência absoluta da distribuição residual col 4 : frequência absoluta de cada intervalo *100 equação 1 Obtidas as médias de PN da curva predominante, calculou-se o coeficiente de correlação de Pearson (r), a fim de verificar possibilidade de associação ecológica entre as médias de peso dos recém-nascidos não pré-termos com as médias daqueles representantes do componente predominante da curva de distribuição de PN, segundo sugerido por Umbach & Wilcox (1996) a respeito da semelhança da composição entre essas duas populações. 3 A programação estatística para a geração das curvas predominante e residual, assim como o cálculo da proporção de nascidos vivos da curva de distribuição do peso ao nascer residual em relação ao total de nascidos vivos, foi desenvolvido por um dos autores do presente estudo, Luis Guillermo Coca Velarde. 5

7 RESULTADOS Descrição da população de estudo Em Niterói, de 1996 a 2004, nasceram vivas crianças de mães munícipes. Considerando-se as exclusões por ausência de informações sobre sexo, PN, IG e tipo de gravidez, gestações múltiplas e inconsistências entre PN e IG (3,2%), a população de estudo foi composta por NV. Houve um declínio do número de NV das coortes originais (21,3%) e da população de estudo (21,5%) ao longo dos anos. Informações ignoradas ou ausentes das variáveis sexo, PN e IG foram inferiores ou iguais a 1,0% no período analisado, exceto em 2004, no qual essa proporção foi 1,6% para IG. Quanto à proporção de DN com preenchimento ignorado, observou-se uma redução para as variáveis sexo (40%) e PN (80%), um aumento de cerca de três vezes para a variável IG e uma tendência relativamente constante para a variável tipo de gravidez, entre o primeiro e último ano de análise. O percentual de inconsistências entre as informações do PN e da IG aumentou cerca de 33% (1996: 0,3% e 2004: 0,4%). Observou-se um aumento da prevalência da prematuridade (<37 semanas de gestação) de cerca de duas vezes: de 4,4% (1996) para 8,4% (2004) entre os meninos e de 4,1% (1996) para 7,9% (2004) entre as meninas. Excetuando-se a IG inferior a 22 semanas, que se manteve relativamente constante, as demais classes de prematuridade apresentaram valores crescentes ao longo do período analisado, destacando-se aqueles entre 22 e 27 semanas de gestação que aumentaram cerca de 3 e 6 vezes, respectivamente, entre os meninos (1996: 0,2% e 2004: 0,6%) e meninas (1996: 0,1% e 2004:0,6%). Quanto ao PN, independentemente do sexo, as prevalências anuais de nascidos com muito BPN (MBPN<1.500g) mantiveram-se relativamente constantes (1,0%), apesar da variação em até 10% e 20%, respectivamente entre meninos e meninas, ao longo dos anos. A tendência da prevalência de BPN (BPN<2.500g) foi crescente até 1998 (cerca de 8% de aumento), em ambos os sexos. Entre meninos, em seguida, houve uma queda em 19,0% até 2003, retornando em 2004 (7,1%) a uma prevalência similar ao ano de 1996 (7,3%). Entre meninas, após o crescimento até 1998, notaram-se oscilações de aumento e queda até o final do período, totalizando queda de 20,8% (1998: 9,6% e 2004: 7,6%). A magnitude das prevalências de BPN, em todos os anos, apresentou valores superiores entre as meninas quando comparadas aos meninos, sendo a maior diferença em 2003, cerca de 3%. A prevalência de macrossomia ( 4.000g) apresentou oscilação ao longo dos anos em ambos os sexos, contudo, analisando os anos extremos, nota-se aumento em cerca de 16% (1996: 5,1% e 2004: 5,9%) e de 3% (1996: 2,9% e 2004: 3,0%), respectivamente entre meninos e meninas. O gráfico 1 apresenta os seguintes indicadores de saúde perinatal: as prevalências de prematuridade, MBPN e BPN segundo sexo ao longo de 1996 a Meninos apresentaram valores superiores de prevalência de prematuridade quando comparados às meninas em todos os anos analisados, sendo os valores mais próximos em 2000 (meninos: 6,4% e meninas: 6,3%). A magnitude e a tendência da prevalência de MBPN foram semelhantes entre os sexos. Quanto à prevalência de BPN, nota-se superioridade do sexo feminino ao masculino com aproximação de valores entre os sexos em

8 Gráfico 1. Prevalências (%) de prematuridade, muito BPN e BPN, segundo sexo, Niterói, RJ, MASC: nascidos vivos do sexo masculino; FEM: nascidos vivos do sexo feminino; MBPN: muito baixo peso ao nascer (<1.500g); BPN: baixo peso ao nascer (<2.500g). Fonte: SINASC Secretaria de Estado de Saúde do RJ, As distribuições do PN, segundo a IG (prematuro e não prematuro) são apresentadas na tabela 2. Entre os recém-nascidos prematuros, tanto a prevalência de MBPN (<1.500g) quanto à de BPN (<2.500g) apresentaram uma redução de 45,3% (1996: 23,2% e 2004: 12,7%) e 28,3% (1996: 71,4% e 2004: 51,2%), respectivamente. As tendências decrescentes de ambas as prevalências apresentaram atipicamente uma depressão de seus valores em Entre os nascidos não prematuros, não houve PN inferior a 1500g (MBPN). Houve uma redução em 35,9% da prevalência de BPN: de 5,3% em 1996 para 3,4% em Tabela 2. Frequência absoluta e prevalência de peso ao nascer segundo idade gestacional dos nascidos vivos, Niterói, RJ, Ano Prematuro Não prematuro MBPN BPN MBPN BPN nº P (%) nº P (%) Total nº nº P (%) 7 Total RP do BPN entre prematuro e não prematuro , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , ,9 MBPN: muito baixo peso ao nascer (<1.500g); BPN: baixo peso ao nascer (<.2500g); P: prevalência. Fonte: SINASC Secretaria de Estado de Saúde do RJ,

9 Ao analisar comparativamente as prevalências de MBPN e BPN, entre prematuros e segundo sexo, com exceção do ano de 2000 e 1997, respectivamente, observa-se prevalências superiores entre os nascidos do sexo feminino em relação ao masculino, em até 4,4% (1997) para MBPN e em até 17% (2003) para BPN. Igualmente, a prevalência de BPN entre os nascidos não prematuros do sexo feminino também se demonstrou superior a do sexo masculino em todos os anos, em até 2,5% (2003) (gráfico 2). Gráfico 2. Prevalências de PN ao nascer (%), segundo IG e sexo, Niterói, RJ, MASC: nascidos vivos do sexo masculino; FEM: nascidos vivos do sexo feminino; MBPN: muito baixo peso ao nascer (<1.500g); BPN: baixo peso ao nascer (<2.500g). Fonte: SINASC Secretaria de Estado de Saúde do RJ, Na tabela 3 são apresentadas as prevalências anuais de prematuridade entre os nascidos com BPN e não BPN. Nota-se que a prevalência de nascidos pré-termo com BPN, apresentou aumento de 51,6% (1996: 37,6% e 2004: 57,0%). Tabela 3. Prevalência e razão de prevalências de prematuridade segundo peso ao nascer, Niterói, RJ, Baixo peso ao nascer Não baixo peso ao nascer RP de pré-termo Pré-termo Pré-termo entre BPN e não Ano N P (%) Total N P (%) Total BPN , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , ,3 P: prevalência; IC: intervalo de confiança; BPN: baixo peso ao nascer (<2.500g). Fonte: SINASC Secretaria de Estado de Saúde do RJ,

10 Na tabela 4, encontram-se as estatísticas sumárias anuais, média, desvio padrão e mediana dos nascidos prematuros e não prematuros, descritas a seguir. Houve aumento na média do peso ao nascer, independente da idade gestacional, de 288,2g entre os prematuros e de 46,2g entre os não prematuros. Entre os nascidos não prematuros, observou-se que tanto os valores das médias quanto das medianas do PN, pertencem à categoria de peso adequado ao nascer ( 3.000g e <4.000g), porém, ao considerar-se a amplitude dos valores médios (média±desvio padrão), o limite inferior do intervalo está incluído na categoria de classificação para peso insuficiente ( 2.500g e <3.000g). Acrescenta-se o fato da proximidade dos valores anuais da média e mediana indicando uma simetria na distribuição do PN. Tabela 4. Estatísticas sumárias anuais do peso ao nascer segundo idade gestacional, Niterói, RJ, Idade gestacional Ano Média Desvio padrão Mediana Prematuro ,2 736, , ,6 681, , ,9 710, , ,0 788, , ,7 708, , ,2 690, , ,2 681, , ,3 689, , ,4 745, ,5 Não prematuro ,0 448, , ,1 451, , ,0 447, , ,1 452, , ,6 442, , ,6 434, , ,1 424, , ,9 426, , ,2 434, ,0 Fonte: SINASC Secretaria de Estado de Saúde do RJ, Análise das curvas de distribuição do PN As Figuras 1 a 9 representam as curvas anuais de PN segundo os componentes residual (área abaixo da linha de contorno vermelho) e predominante (área abaixo da linha de contorno azul), informando médias de peso, desvio padrão e a proporção de recém-nascidos pertencentes ao componente residual. 9

11 A DP apresenta uma distribuição normal em todos os anos analisados. Observou-se um aumento da média, uma redução do desvio padrão do PN, de 3.046±572,7g (1996) a 3.257±472,4g (2004), e um deslocamento da curva predominante de distribuição do PN para a direita. A prevalência de BPN reduziu em 67,6% (1996: 17,0% a 2004: 5,5%). Quanto à DR, observa-se um aumento da proporção de nascidos de aproximadamente 4 vezes (1996: 0,6% e 2004: 2,5%) no período analisado, embora com muitas oscilações dos valores. Com exceção de 2003, 100% dos nascimentos apresentaram peso inferior a 2.500g. Observou-se aumento dos valores encontrados de média e redução do desvio padrão dos NV representantes da DP (1996: 3.045,8±572,7g e 2004: 3.256,7±472,4g), independentemente da IG. Os valores médios anuais do PN de todos os NV não prematuros ( 37 semanas de gestação) são ligeiramente superiores aos dos NV da DP, ocorrendo o contrário em relação aos valores dos desvios padrões. A correlação linear entre os valores médios anuais do PN de todos os NV não prematuros e os valores médios anuais do PN dos NV da DP foi 0,85. 10

12 Figura 1. Curva de PN, proporção do componente residual, média e desvio padrão do componente predominante, Niterói, RJ, 1996 (A), 1997 (B) e 1998 (C). A. B. C. 11

13 Figura 2. Curva de PN, proporção do componente residual, média e desvio padrão do componente predominante, Niterói, RJ, 1999 (A), 2000 (B) e 2001 (C). A. B. C. 12

14 Figura 3. Curva de PN, proporção do componente residual, média e desvio padrão do componente predominante, Niterói, RJ, 2002 (A), 2003(B) e 2004 (C). A. B. C. 13

15 DISCUSSÃO A redução do número de NV em 21,3% observadas nas coortes analisadas de Niterói (1996 a 2004) superou aquela referente à Região Sudeste (1,7%), considerada, junto com a região Sul, as quedas mais acentuadas do país no mesmo período desse estudo (BRASIL, 2012; IBGE, 2009). A análise dos dados do SINASC, referente aos nascimentos ocorridos entre 1996 e 2004 em Niterói, permitiu observar um aumento de cerca de 90% da prevalência de prematuridade (de 4,3% a 8,2%). Este aumento foi maior do que o observado a nível nacional (aumento de 32%: de 5% para 6,6%) e discretamente menor do que o ocorrido na região Sudeste (3,4% para 7,4%) e no município do Rio de Janeiro (de 6,1% para 8,3%), cerca do dobro, entre os anos de 1994 a 2005 (SILVEIRA et al., 2009). Na cidade de Campinas o aumento foi cerca de 25% (de 7,1% em 2001 para 8,9% em 2005) (MORCILLO et al., 2010), mais próximo ao encontrado em Niterói (de 6,3% em 2001 para 8,2% em 2004, aumento de 30%). O aumento da prematuridade, a partir de dados primários de coortes de NV em Pelotas (RS,) e Ribeirão Preto (SP) já havia sido descrito anteriormente ao período sob análise em Niterói: de 5,6% em 1982 para 7,5% em 1993 (HORTA et al., 1996) e de 6,0% em 1978/79 para 13,3% em 1994 (BETTIOL et al., 2000), respectivamente. Em 2004, a prevalência de prematuridade da coorte de NV em Pelotas (15%) duplicou em relação a 1993 (BARROS et al., 2005) e foi cerca 83% maior do que a de Niterói no mesmo ano. Em nosso estudo, as informações foram provenientes do SINASC, no qual há baixa confiabilidade dos dados referentes à IG (BETTIOL et al., 2010) e, portanto, deve-se ter cautela na comparação com resultados de estudos de base populacional com coleta de dados primários. O aumento encontrado de nascimentos pré-termo em Niterói teve maior contribuição daqueles nascidos entre 28 a 36 semanas, para ambos os sexos. Entre meninos, esse intervalo representou 96,6% dos nascidos pré-termo em 1996 e 92,8% em 2004, com aumento de 81,4% (4,3% a 7,8%). O mesmo ocorreu com o sexo feminino, onde os nascidos entre 28 e 36 semanas de gestação representaram, em 1996, 96,8% e 91,5%, em 2004, acompanhando o aumento percentual em 82,5% (4,0% a 7,3%). Mesmo com menor representatividade dentre os pré-termos, aqueles nascidos com 22 a 27 semanas apresentaram maior variação percentual, aumentando cerca de 3 vezes para os meninos 6 vezes entre as meninas. A inadequada utilização de tecnologias, como intervenções médicas capazes de interromper a gestação ou não a prolongar, a medicalização crescente da gestação e do parto, através de resultados inexatos de ultrassonografias superestimando a IG, o aumento da realização de cesáreas tem sido apontados como possíveis causadores deste aumento da prematuridade. Ressaltam ainda que, com a criação de um sistema de saúde universal (SUS), houve de fato um maior acesso a serviços de saúde, mas não acompanhado da melhora da qualidade no atendimento prestado (BARROS et al., 2005). Outros fatores mais recentemente estudados, como potente fator de risco para resultados adversos do nascimento é o estresse materno pré-natal e violência doméstica e familiar contra a mulher (BETTIOL et al., 2010). As prevalências de muito BPN, independentemente do sexo, mantiveram-se constantes e com valores anuais constantes no intervalo esperado a nível nacional, de 1% a 2% (FRANÇA & LANSKY, 2008). Referente à redução da prevalência de BPN em Niterói, em 9,9% em todos os nascidos (1996: 8,1% e 2004: 7,3%), diversos estudos apontaram achados opostos. Em Campinas (MORCILLO et al., 2010), em estudo populacional também utilizando bases de 13

16 dados do SINASC, observou-se aumento, porém pequeno, da prevalência de BPN, variando de 9,1% (2001) a 9,6% (2005). Em coorte de aproximadamente 138 mil nascimentos vivos de mulheres residentes no estado do Rio Grande do Sul (ZANINI et al., 2011), no ano de 2003, por meio da análise de dados obtidos no SINASC, 1,3% foram responsáveis pelos nascidos com muito BPN e 8,1% com BPN, dados que se assemelham ao encontrado em Niterói. Enquanto que os estudos das coortes realizadas em Pelotas (Rio Grande do Sul) apresentaram 1,1% de nascidos com muito BPN e 9,0% de BPN em 1982, 0,9% de nascidos com muito BPN e 9,8% de BPN em 1993, 1,4% de nascidos com muito BPN e 10,0% de BPN em 2004 (BARROS et al., 2008), demonstrando aumento irregular do muito BPN e aumento progressivo, porém pequeno, do BPN, diferente do encontrado em Niterói. A coorte de nascimento de base hospitalar em Ribeirão Preto em 1994 (BETTIOL et al., 1998) apresentou maiores prevalências de BPN, 12,4%, apresentando aumento de 65,3%, ao comparar sua prevalência de 7,5% em Apesar dos estudos supracitados apresentarem aumento do BPN, documentos publicados pela UNICEF em 1998, 2004 e 2008, analisados por Barros et al. (2011), relataram uma redução na prevalência de BPN, cerca de 18% em para 16% em nos países em desenvolvimento, e redução de 23% a 17% em países desenvolvidos, no mesmo período. Dessa forma, considera-se importante e positiva a redução do BPN em Niterói, de 9,9% em todos os nascimentos (1996: 8,1% e 2004: 7,3%), 2,7% entre os meninos (1996: 7,3% a 2004: 7,1%) e de 14,6% entre as meninas (1996: 8,9% a 2004: 7,6%). Analisando o PN segundo IG, houve redução das prevalências de muito BPN e BPN entre os prematuros e não prematuros. Não havia recém-nascidos com muito BPN entre não prematuros. Apesar da menor frequência de casos com muito BPN, a redução de sua prevalência apresentou-se mais expressiva que a redução de BPN. As meninas apresentaram redução maior da prevalência de muito BPN (47,5%) e os meninos, maior redução do BPN (31,2%). Entre os nascidos não prematuros, a maior redução da prevalência deu-se pelo sexo feminino (41,9%). Mesmo com redução mais expressiva de prevalências pelo sexo feminino, ainda sim, suas prevalências, independente da IG, apresentaram-se superiores ao do sexo masculino, tanto para muito BPN quanto para BPN. Estudos anteriores à década de 1990 mostravam que, entre os nascimentos com baixo peso, um terço era de crianças pré-termo. Entretanto, segundo o estudo de revisão realizado por Barros et al. (2011), houve uma mudança deste panorama com aumento da representatividade da prematuridade entre os nascidos com baixo peso, onde nascidos prétermo seriam responsáveis por 50% desses nascimentos, principalmente, em países em desenvolvimento, conforme apontaram estudos mais recentes. Em cidades como Itararé, Marília, Pariquera-Açu, Santo André e São José dos Campos (Estado de São Paulo), foram analisados o PN e IG de aproximadamente 15 mil nascimentos hospitalares ocorridos no primeiro semestre de 1992 (COSTA & GOTLIEB, 1998). Obteve-se uma prevalência de BPN de 7,0% entre meninos e 8,1% entre meninas, sendo que 45% do total de nascimentos com BPN eram de crianças prematuras. Esse aumento da representatividade da prematuridade dentre os nascidos com baixo peso também foi observado nas coortes de nascimento em Pelotas, onde 42,5% dos nascidos com baixo peso eram pré-termo em 1982, 60% em 1993 e 67,3% em 2004 (BARROS et al., 2008). Analisando esse percentual de pré-termos dentre os nascidos com baixo peso em Niterói, nota-se aumento de 37,6% (1996) para 57,0% (2004). Na coorte de nascimentos de Ribeirão Preto em 1994 (BETTIOL et al., 1998), o peso ao nascer médio (desvio padrão) foi de 3.078±594g e medianas de peso de 3.120g. Em 14

17 Niterói, em 1996, o peso médio (desvio padrão) foi de 3.159,3±518,7g e medianas de peso de 3.170,0g. Ao comparar os resultados das coortes de Niterói sobre a média de PN dos recémnascidos representantes da DP com a média daqueles nascidos não prematuros, nota-se uma boa correlação (0,85), corroborando à afirmativa de Umbach e Wilcox (1996) sobre a semelhança entre as duas curvas de peso predominante e àquela construída a partir dos nascimentos não prematuros. Observou-se também um aumento da média de PN, segundo componente predominante, em 211g (1996: 3.045,8±572,7g e 2004: 3.256,7±472,4g), além da redução do desvio padrão do PN em aproximadamente 100g, demonstrando menor variação de peso em relação à média. Com isso, houve um deslocamento da curva predominante de distribuição do PN para a direita e estreitamento da base da curva. Comparando as estatísticas sumárias da DP do PN com aquelas calculadas para o grupo de recém-nascidos não prematuros observou-se um aumento de 46,2g do valor médio (1996: 3.208,0±448,6g e 2004: 3.254,2±434,3g), e a mesma amplitude de redução do respectivo desvio padrão do PN (100g). Em Ribeirão Preto, Silva et al. (2004), ao comparar as coortes de nascimento de base hospitalar de 1978/1978 e 1994, observou-se redução da média de PN em 108g e redução de 20g no desvio padrão (3.293±501g a 3.185±481g), dentre aqueles NV pertencentes ao componente predominante, deslocando a curva para esquerda. Com exceção do ano de 2003, obteve-se a totalidade de nascimentos da DR com menos de 2.500g, na análise das coortes de Niterói. Apesar do deslocamento da curva do componente predominante para a direita, indicando aumento da média de PN, ao longo dos anos ( ), houve aumento da proporção de nascimentos representantes do componente residual em, aproximadamente, 4 vezes (1996: 0,6% e 2004: 2,5%). O comportamento da curva do componente predominante não afeta aquele residual, pois se considera a independência entre si. Em Ribeirão Preto, Silva et al. (2004) detectaram aumento da proporção da curva residual de 1,9% (1978/1979) a 3,4% (1994), que somado à redução da média de peso da curva predominante, a deslocando para a esquerda, proporcionou ao aumento da prevalência de BPN em 65,3%, variando de 7,5% a 12,4% de todos os nascimentos (BETTIOL et al., 1998). Em nível populacional, os recém-nascidos em Niterói estão nascendo mais pesados (deslocamento da curva para direita), tendência de aumento das médias de PN, além da redução do desvio padrão, demonstrando resultados favoráveis. Indesejável é o aumento da macrossomia, representando outra categoria de maior risco para desfechos negativos. Este aumento da média de peso da curva predominante não afetou nem foi afetado pelo aumento da proporção da residual, sendo esta última considerada um indicativo ruim de saúde perinatal, representando os recém-nascidos com maior risco de desfechos negativos. Utilizando os indicadores clássicos, prevalência de BPN e prematuridade, a redução do primeiro traduziria um resultado positivo, podendo-se atribuir sua ocorrência ao mecanismo da desnutrição intrauterina e não à prematuridade, visto o aumento de sua prevalência. O aumento do segundo indicador é negativo para saúde materno-infantil e pode estar relacionado a intervenções médicas embora ainda não seja uma assertiva consensual. Segundo Barros et al. (2005), seria o aumento da prematuridade o principal fator contributivo à falta de progresso na saúde perinatal: ou fatores de risco maternos para o parto prematuro estão aumentando ou seria o uso de intervenções médicas capazes de interromper (ou não prolongar) a gravidez. 15

18 CONCLUSÃO O aumento da prevalência de prematuridade não foi acompanhado do aumento da prevalência do muito BPN. Houve redução da prevalência de BPN, devendo-se, principalmente, à redução de nascidos com peso entre 1500g e 2499g. A proporção de nascidos com baixo peso dentre aqueles prematuros acompanhou a tendência de redução, opostamente ao crescimento da proporção de prematuros dentre aqueles com baixo peso, atingindo percentuais equivalentes aos outros estudos. Os valores médios anuais de peso foram crescentes e muito próximos quando comparados os nascidos não prematuros com aqueles pertencentes à DP, corroborando com a proxy da predominância de não prematuros na DP e de prematuros na DR descrita por Wilcox e Russell. A redução do BPN sugere ter sido em função da RCIU e não devido à prematuridade. 16

19 REFERÊNCIA BIBLIOGRÁFICA: ALMEIDA, M. F. Mortalidade neonatal no município de São Paulo: influência do peso ao nascer e de fatores sócio-demográficos e assistenciais. Revista Brasileira de Epidemiologia, v. 5, n. 1, p , BARKER, D. J. P. Mothers, babies and health in later life. London: Churchill Livingstone, p. BARROS, F. C. et al. How many low birthweight babies in low- and middle-income countries are preterm? Revista de Saúde Pública, v. 45, n. 3, p , BARROS, F. C. et al. The challenge of reducing neonatal mortality in middle-income countries: findings from three Brazilian birth cohorts in 1982, 1993 and The Lancet, v. 365, n. 9462, p , 2005 BARROS, F. C. et al. Preterm births, low birth weight, and intrauterine growth restriction in three birth cohorts in Southern Brazil: 1982, 1993 and Cadernos de Saúde Pública, v. 24, supl. 3, S390-S398, BETTIOL, H. Saúde perinatal: metodologia e características da população estudada. Revista de Saúde Pública, v. 32, n. 1, p , BETTIOL, H.; BARBIERI, M. A.; SILVA, A. A. M. Epidemiologia do nascimento pré-termo: tendências atuais. Revista Brasileira de Ginecologia e Obstetrícia, v. 32, n.2, p , BETTIOL, H. et al. Factors associated with preterm births in Southeast Brazil: a comparison of two birth cohorts born 15 years apart. Paediatric and Perinatal Epidemiology, v. 14, n. 1, p , BRASIL. Ministério da Saúde. Departamento de Informática do Sistema Único de Saúde. DATASUS. Informações de saúde. Estatísticas vitais Disponível em: < atasus.gov.br/cgi/deftohtm.exe?sinasc/cnv/nv>. Acesso em: 14 jun CARNIEL, E. F. et al. Determinantes do baixo peso ao nascer a partir das declarações de nascidos vivos. Revista Brasileira de Epidemiologia, v. 11, n. 1, p , COSTA, C. E.; GOTLIEB, S. L. D. Estudo epidemiológico do peso ao nascer a partir da declaração de nascido vivo. Revista de Saúde Pública, v. 32, n. 4, p , FRANÇA, E.; LANSKY, S. Mortalidade Infantil Neonatal no Brasil: situação, tendências e perspectivas. Informe de Situação e Tendências: Demografia e Saúde. RIPSA, GEIB, L. T. C. et al. Determinantes sociais e biológicos da mortalidade infantil em coorte de base populacional em Passo Fundo, Rio Grande do Sul. Ciência & Saúde Coletiva, v. 15, n. 2, p , GODFREY, K. M.; BARKER, D. J. P. Fetal nutrition and adult disease. American Journal of Clinical Nutrition, v. 71, suppl. 1344S-1352S, HORTA, B. L. et al. Baixo peso ao nascer em duas coortes de base populacional no sul do Brasil. Cadernos de Saúde Pública, v. 12, supl 1, p , INSTITUTO BRASILEIRO DE GEOGRAFIA E ESTATÍSTICA. Pesquisa de orçamentos familiares : antopometria e estado nutricional de crianças, adolescentes e adultos no Brasil. Disponível em:< 699&id_pagina=1>. Acesso em: 13 set

20 MC CORMICK, M. C. The contribution of low birth weight to infant mortality and childhood morbidity. New England Journal of Medicine, v. 312, p , MORCILLO, A. M. et al. Caracterização das mães, partos e recém-nascidos em Campinas, São Paulo, 2001 e Revista Paulista de Pediatria, v. 28, n. 3, p , R DEVELOPMENT CORE TEAM. R: a language and environment for statistical computing. R Foundation for Statistical Computing, Vienna, Austria, Disponível em: < Acesso em: 01 mar RIO DE JANEIRO (Cidade). Secretaria de Saúde e Defesa Civil do Município do Rio de Janeiro. Roteiro para Crítica dos Sistemas de Informação SINASC e SIM. Rio de Janeiro, SILVA, A. A. M. et al. The epidemiologic paradox of low birth weight in Brazil. Revista de Saúde Pública, v. 44, n. 5, p , SILVEIRA, M. F. et al. Nascimentos pré-termo no Brasil entre 1994 e 2005 conforme o Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos (SINASC). Caderno de Saúde Pública, v. 25, n. 6, p , SILVA, A. A. M. et al. Can we explain why Brazilian babies are becoming lighter? International Journal of Epidemiology, v. 33, p , UMBACH, D. M.; WILCOX, A. J. A technique for measuring epidemiologically useful features of birthweight distributions. Statistics in Medicine, v. 15, p , WILCOX, A. J. On the importance and the unimportance of birthweight. International Journal of Epidemiology, v. 30, p , WILCOX, A. J.; RUSSELL, I. T. Birthweight and perinatal mortality: I. On the frequency distribution of birthweight. International Journal of Epidemiology, v. 12, n. 3, p , WINBERG, C. R.; WILCOX, A. J. Tópicos metodológicos em epidemiologia reprodutiva. In: ROTHMAN, K. J.; GREELAND, S.; LASH, T. L. Epidemiologia moderna. 3 ed. Porto Alegre: Artmed, WORLD HEALTH ORGANIZATION. WHO Expert Committee on Physical Status. Physical status: the use and interpretation of anthropometry. World Health Organization Technical Report Series, n. 854, p , ZANINI, R. R. et al. Determinantes contextuais da mortalidade neonatal no Rio Grande do Sul por dois modelos de análise. Revista de Saúde Pública, v. 45, n. 1, p ,

21 ANEXO I Programação estatística em R para geração das curvas de distribuição do PN (predominante e residual) e os parâmetros, média e desvio padrão da distribuição: predominante e proporção e NV da curva residual. pesoaonascer <- read.csv2("c:\\curvas\\pesonasc.csv") pesoaonascer <- read.table("c:\\curvas\\pn2000.txt") pesoordenado<-sort(pesoaonascer[,1]) amplitude<-max(pesoordenado)-min(pesoordenado) n.classes<-round( *log(length(pesoordenado)),digits=0) tam.intervalo<-round(amplitude/n.classes,digits=0) # Matriz frequencias contem nas suas colunas: # Lim Inf, Lim Sup, Marca classe, Freq abs., Freq acum, Freq normal acum, Freq normal, Freq residual frequencias<-matrix(0,n.classes,8) # Calcula intervalos frequencias[1,1]<-pesoordenado[1] for(i in 2:n.classes){ frequencias[i,1]<-frequencias[i-1,1]+tam.intervalo frequencias[(i-1),2]<-frequencias[i,1]} if(frequencias[n.classes,1]+tam.intervalo<max(pesoordenado)) {frequencias[n.classes,2]<-max(pesoordenado)} else {frequencias[n.classes,2]<frequencias[n.classes,1]+tam.intervalo} # Calcula marca de classe for(i in 1:n.classes){frequencias[i,3]<-(frequencias[i,1]+frequencias[i,2])/2} # Cacula frequencias acumuladas for(i in 1:n.classes-1){frequencias[i,5] <- max(which(pesoordenado < frequencias[i,2]))} frequencias[n.classes,5]<-length(pesoordenado) # Calcula frequencias absolutas frequencias[1,4] <- frequencias[1,5] for(i in 2:n.classes){frequencias[i,4]<-frequencias[i,5]-frequencias[i-1,5]} # Calcula media usando moda de King classe.moda <- which(frequencias[,4]==max(frequencias[,4])) moda <- frequencias[classe.moda,1] + tam.intervalo*frequencias[classe.moda+1,4]/(frequencias[classe.moda+1,4]+frequencias[clas se.moda-1,4]) # Calcula desvio padrao sigmas<-array(0,n.classes-classe.moda-1) for(i in 1:length(sigmas)){ sigmas[i] <- (frequencias[classe.moda+i,2]- moda)/qnorm(frequencias[classe.moda+i,5]/length(pesoordenado))} sigma <- median(sigmas) # Curva normal for(i in 1:n.classes){frequencias[i,6] <- length(pesoordenado) * pnorm(frequencias[i,2],moda,sigma)} frequencias[1,7]<-frequencias[1,6] for(i in 2:n.classes){frequencias[i,7]<-frequencias[i,6]-frequencias[i-1,6]} 19

22 # Curva residual i<-1 while(frequencias[i,4] > frequencias[i,7]){frequencias[i,8] <- frequencias[i,4] - frequencias[i,7] i<-i+1} # Construcao de curvas hist(pesoordenado,breaks=n.classes,main=paste(""),xlab="pn",ylab="frequencia",xlim=c(0, 6000),ylim=c(0,1600)) lines(frequencias[,3],frequencias[,7],col=4) lines(frequencias[,3],frequencias[,8],col=2) # Calculo e impressao de proporcoes #prop.residual<-0 #i<-1 #while((prop.residual<2500) && (i<=n.classes)){prop.residual<prop.residual+frequencias[i,8] #i<-i+1} #prop.residual<-prop.residual/sum(frequencias[,8]) classe.2500 <- max(which(frequencias[,1]<2500)) prop.residual <- (sum(frequencias[1:classe ,8])/sum(frequencias[,8]))+(2500- frequencias[classe.2500,1])*frequencias[classe.2500,8]/(sum(frequencias[,8])*tam.intervalo) print("proporcao de nascimentos residuais com peso ate 2500g") print(prop.residual) print("proporcao de nascimentos normais com peso ate 2500g") print(pnorm(2500,moda,sigma)) print("media da distribuicao normal") print(moda) print("variancia normal") print(sigma) proporcaoresidual<-sum(frequencias[,8])/sum(frequencias[,4]) print("proporcao da curva residual com relacao a geral") print(proporcaoresidual) 20