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Cadernos de Saúde Pública

Print version ISSN 0102-311X

Cad. Saúde Pública vol.27 no.5 Rio de Janeiro May 2011

http://dx.doi.org/10.1590/S0102-311X2011000500004 

ARTIGO ARTICLE

 

Gravidez na adolescência e características socioeconômicas dos municípios do Estado de São Paulo, Brasil: análise espacial

 

Teenage pregnancy rates and socioeconomic characteristics of municipalities in São Paulo State, Southeast Brazil: a spatial analysis

 

 

Edson Zangiacomi Martinez; Daiane Leite da Roza; Maria do Carmo Gullaci Guimarães Caccia-Bava; Jorge Alberto Achcar; Amaury Lelis Dal-Fabbro

Faculdade de Medicina de Ribeirão Preto, Universidade de São Paulo, São Paulo, Brasil

Correspondência

 

 


RESUMO

A gravidez na adolescência é um problema de saúde pública comum em todo o mundo. O objetivo deste estudo ecológico é estudar o padrão espacial da associação entre os percentuais de gravidez na adolescência e características socioeconômicas dos municípios do Estado de São Paulo, Brasil. Para isso, foi utilizado um modelo bayesiano com uma distribuição espacial que segue uma estrutura condicional autorregressiva (CAR), baseado em algoritmos Monte Carlo em cadeias de Markov (MCMC). Foram usados dados do Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos (SINASC) e do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE). Verificou-se que a ocorrência de gravidezes precoces apresentou-se maior nos municípios de menor produto interno bruto (PIB) per capita, com maior incidência de pobreza, de menor tamanho populacional, menor índice de desenvolvimento humano (IDH) e maior percentual de indivíduos com índice paulista de vulnerabilidade social (IPVS) igual a 5 ou 6, ou seja, mais vulneráveis. O estudo demonstra uma estreita associação entre gravidez na adolescência e indicadores econômicos e sociais.

Gravidez na Adolescência; Indicadores Básicos de Saúde; Análise Espacial


ABSTRACT

Teenage pregnancy is a common public health problem worldwide. The objective of this ecological study was to investigate the spatial association between teenage pregnancy rates and socioeconomic characteristics of municipalities in São Paulo State, Southeast Brazil. We used a Bayesian model with a spatial distribution following a conditional autoregressive (CAR) form based on Markov Chain Monte Carlo algorithm. We used data from the Live Birth Information System (SINASC) and the Brazilian Institute of Geography and Statistics (IBGE). Early pregnancy was more frequent in municipalities with lower per capital gross domestic product (GDP), higher poverty rate, smaller population, lower human development index (HDI), and a higher percentage of individuals with State social vulnerability index of 5 or 6 (more vulnerable). The study demonstrates a significant association between teenage pregnancy and socioeconomic indicators.

Pregnancy in Adolescence; Health Status Indicators; Spatial Analysis


 

 

Introdução

Dentro do processo de crescimento e desenvolvimento humano, a adolescência é uma fase marcada por intensas transformações físicas e biológicas, que se associam a outras de âmbito social, emocional, cultural e psicológico, de forma que o corpo assume uma dimensão bastante significava na vida da adolescente 1. Até a transição entre a infância e a adolescência, as relações afetivas de maior importância tendem a ser as familiares. No entanto, essas relações modificam-se quando as características sexuais secundárias começam a surgir como resultado da estimulação hormonal 2, o que favorece uma etapa marcada por namoros e o início de experiências sexuais. Consequentemente, as adolescentes são expostas ao risco de gravidezes precoces, sendo a magnitude deste risco associada a fatores sociais e econômicos 3.

Enquanto, durante muito tempo, a adolescência foi considerada a etapa ideal para engravidar, hoje é considerada uma idade inadequada para a mulher ter filhos 4, perante as associações da gravidez precoce com morbidades do neonato e impactos econômicos, educacionais e sociais 5. Como exemplo, uma consequência da gravidez precoce bastante explorada na literatura é o baixo peso ao nascer 6,7. Essa associação tem por mecanismos fatores como a imaturidade do sistema reprodutivo e o ganho de peso inadequado durante a gestação 6, além de aspectos como a pobreza, falta de instrução e cuidados pré-natais. Outro fator decorrente da gravidez na adolescência é a prematuridade (idade gestacional abaixo de 37 semanas) 8, que pode predispor o recém-nascido a infecções ou a problemas como hipoglicemia, hipóxia e atraso no desenvolvimento neuropsicomotor futuro 9.

A gestação na adolescência tem sido considerada um importante assunto de saúde pública, em virtude da sua alta prevalência 3. Segundo a Pesquisa Nacional sobre Demografia e Saúde (PNDS) 10, realizada em 1996, 18% das adolescentes brasileiras de 15 a 19 anos já tiveram pelo menos um filho ou estavam grávidas. Nos estudos dos fatores associados às causas e consequências dessa gravidez é necessário considerar que se trata de um fenômeno complexo, associado a fatores econômicos, educacionais e comportamentais 11. A literatura tem evidenciado associações entre esse fenômeno e variáveis, como a desigualdade social e econômica 6,12,13, início precoce da vida sexual 14, história materna de gravidez na adolescência 14, pré-natal inadequado 13, não utilização ou utilização inconsistente de métodos contraceptivos 15,16 e uso frequente de drogas ilícitas por familiares 17.

Considerando-se que a gravidez, assim como outros fenômenos sociais, difere por regiões e grupos sociais, é assumida a hipótese de não aleatoriedade espacial da gravidez adolescente em diferentes ambientes 18. A despeito da importância do tema, a literatura evidencia uma lacuna em pesquisas que considerem o aspecto espacial da distribuição desse fenômeno. Assim, o presente trabalho tem por objetivo estudar a associação entre os percentuais de gravidez na adolescência e características socioeconômicas e de vulnerabilidade social dos municípios do Estado de São Paulo, Brasil, considerando uma estrutura espacial para os dados.

 

Métodos

Neste estudo ecológico, avaliou-se a associação entre os percentuais de gravidez na adolescência e as seguintes características de cada um dos 645 municípios do Estado de São Paulo: número médio de anos de estudo dos responsáveis pelos domicílios (segundo Censo Demográfico de 2000. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística - IBGE; http://www.ibge.gov.br), tamanho da população (em número de habitantes, estimado pelo IBGE para 2007), produto interno bruto (PIB) per capita (dados de 2007, em Reais), índice de Gini 19 (medida do grau de concentração de renda, cujos valores variam de 0 a 1, sendo este último correspondente à desigualdade máxima), incidência de pobreza (segundo mapa de pobreza e desigualdade do IBGE, calculada para o ano de 2003), índice municipal de desenvolvimento humano (IDH-M) e índice paulista de vulnerabilidade social (IPVS) 20.

Os dados de gravidezes na adolescência foram obtidos no Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos (SINASC) do Ministério da Saúde, considerando o número total de nascidos vivos em cada município do Estado de São Paulo no ano de 2007 e o número de nascidos vivos cuja mãe tinha até 19 anos, nos respectivos municípios 21. A média de anos de estudos dos responsáveis pelos domicílios, o tamanho da população (em número de habitantes), o PIB per capita, o índice de Gini e a incidência de pobreza foram obtidos na página eletrônica do IBGE (http://www.ibge.gov.br).

O IPVS foi criado pela Fundação Sistema Estadual de Análise de Dados (Fundação Seade) para identificar os segmentos populacionais mais vulneráveis à pobreza, nos 645 municípios do Estado de São Paulo 22. De acordo com os setores censitários, o IPVS classifica os segmentos populacionais de um município em seis estratos: nenhuma vulnerabilidade (grupo 1), vulnerabilidade muito baixa (grupo 2), baixa (grupo 3), média (grupo 4), alta (grupo 5) e muito alta (grupo 6). No presente estudo, utilizou-se como indicador de vulnerabilidade social o percentual de indivíduos de cada município classificados nos grupos 5 e 6 do IPVS, por englobarem os setores censitários que possuem as piores condições na dimensão socioeconômica (baixa), nos quais os chefes de domicílios apresentam, em média, os níveis mais baixos de renda e escolaridade 23.

O IDH-M é derivado do IDH utilizado pelo Programa das Nações Unidas para o Desenvolvimento (PNUD). Esse índice é composto por indicadores capazes de influenciar a qualidade de vida dos moradores de um município, sendo calculado pela média aritmética de três componentes: educação, longevidade e renda. O componente educação considera o índice de analfabetismo do município e a taxa de matrícula em todos os níveis de ensino. O componente longevidade é baseado na expectativa de vida ao nascer, enquanto o componente renda é dado pelo PIB do município, corrigido pelo poder de compra da moeda local. Uma lista contendo o IDH-M para os municípios brasileiros, relativo ao ano 2000, está disponível na página eletrônica do PNUD (http://www.pnud.org.br/atlas/tabelas/index.php). O IDH-M e seus componentes são padronizados em uma escala de 0 a 1, sendo que maiores valores são indicativos de maior desenvolvimento.

A análise estatística dos dados considerou que, para o município i, Yi é a contagem de nascimentos de mães adolescentes, Ni é o número total de nascidos vivos e Θi é o percentual de gravidezes na adolescência. Assim, o modelo estatístico considerou que Yi é uma variável aleatória que segue uma distribuição binomial com probabilidade Θi em Ni ensaios independentes. Formalmente, o modelo estatístico foi escrito na forma:

em que, M = 645 é o número de municípios, Ni foi considerado conhecido e Θi é um parâmetro a ser estimado pelo modelo. Foi assumida uma função de ligação logito entre os percentuais de gravidez na adolescência Θi e uma observação xi da variável quantitativa X, escrita na forma: em que, é a média aritmética das observações x1, x2, ..., x645, a e b são parâmetros desconhecidos (efeitos fixos) e γi é um efeito aleatório associado ao i-ésimo município. Na análise bayesiana 24, considerou-se que γi assume uma distribuição a priori espacial que permite que as correlações entre as áreas próximas no espaço sejam maiores. A distribuição espacial aqui adotada seguiu uma estrutura condicional autorregressiva (CAR) 25,26 tal que:

em que, A*(i) denota o conjunto dos municípios vizinhos ao município i, é a média dos efeitos aleatórios γj associados aos municípios vizinhos ao município i, ni corresponde ao número de municípios que são vizinhos ao município i, é a variância da distribuição e N(a,b) genericamente denota uma distribuição normal com média a e variância b. O critério utilizado para a definição de vizinhança foi o de adjacência, no qual áreas que fazem fronteira umas com as outras foram consideradas vizinhas. O Município de Ilhabela, embora situado integralmente em uma ilha, foi considerado adjacente ao Município de São Sebastião por sua proximidade.

Considerando a forte presença de colinearidade entre as variáveis socioeconômicas e de vulnerabilidade social, não foram ajustados modelos múltiplos, mas um modelo para cada variável. Para o ajuste do modelo, utilizou-se o módulo GeoBUGS 27 do programa computacional WinBUGS 28 (Medical Research Council, Biostatistics Unit, Cambridge, Reino Unido). Assumiu-se que o efeito fixo a segue uma distribuição a priori do tipo flat imprópria, definida sobre todo o conjunto dos números reais, e o efeito fixo b segue uma distribuição normal não informativa, com média igual a 0 e variância igual a 1.000. O uso da distribuição normal para a especificação dessas distribuições a priori é justificado por diversos autores 29,30. E ainda, assumiu-se que a variância segue a priori uma distribuição gama inversa, expressa por ~ Gama(0,5;0,0005), conforme recomendação da literatura 27. Considerou-se que essas distribuições a priori são, entre si, independentes. Dado que, nesse modelo, as distribuições condicionais a posteriori possuem alguma complexidade em suas formas, métodos computacionalmente intensivos foram utilizados para a simulação de amostras dessas distribuições. Mais especificamente, utilizou-se o algoritmo Monte Carlo em cadeias de Markov (MCMC) para a obtenção de amostras dessas distribuições. Foram geradas 605 mil amostras de cada parâmetro de interesse, sendo descartadas as 5 mil primeiras para evitar algum efeito dos valores iniciais (burn-in samples). Para prevenir correlações entre amostras sucessivamente geradas, utilizou-se para as inferências saltos tamanho 150.

Para verificar se modelos que incluem os efeitos aleatórios γj para descrever a estrutura espacial apresentam melhor desempenho que modelos similares, sem os efeitos γj, utilizou-se o critério DIC (deviance information criterion) 31. Esse critério estabelece que modelos que apresentam menores valores de DIC são aqueles com melhor ajuste aos dados.

 

Resultados

Para o ano de 2007, o percentual de gravidez na adolescência no Estado de São Paulo foi de 16,4%. A Figura 1 apresenta os percentuais brutos de gravidez na adolescência segundo os 645 municípios do estado. As menores porcentagens brutas de gravidez na adolescência corresponderam aos municípios de Santa Rosa de Viterbo, Uru, Elisário, Miracatu, Muritinga do Sul, Águas de São Pedro, Mariápolis, Floreal, Sagres, São Caetano do Sul e Santa Rita do Passa Quatro. Em todos esses municípios, os percentuais foram menores que 10%. As maiores taxas brutas foram identificadas nos municípios de Pedranópolis, João Ramalho, Cássia dos Coqueiros, Ubarana, São João das Duas Pontes e Pracinha, todos com percentuais superiores a 40%. Dentre os municípios paulistas com população superior a 100 mil habitantes, as menores porcentagens de gravidez na adolescência corresponderam a São Caetano do Sul, Ribeirão Pires, Americana, Santos, Santo André, Jundiaí, Ribeirão Preto, São Bernardo do Campo, Santa Bárbara d'Oeste e Campinas; e as maiores porcentagens a Itapecerica da Serra, Araras, Cubatão, Itapevi, Tatuí, Guarujá, Barretos, Itapetininga, Itaquaquecetuba e Francisco Morato.

Os valores esperados a posteriori dos percentuais de gravidez na adolescência, ajustados pelo modelo bayesiano, podem ser vistos na Figura 2. Enquanto a Figura 1 traz uma aparência de "colcha de retalhos", não evidenciando de forma clara um padrão espacial para a distribuição dos percentuais de gravidez na adolescência, a visualização da Figura 2 sugere uma suavização dos percentuais, evidenciando que os municípios de maior porte (como Ribeirão Preto, Araraquara, São José dos Campos, Taubaté, Presidente Prudente, Campinas e a região metropolitana de São Paulo) tendem a possuir menores percentuais ajustados de gravidez na adolescência, enquanto a localização dos municípios com maiores percentuais tende a ser afastada das cidades mais populosas.

A Figura 3 descreve a dispersão dos percentuais de gravidez na adolescência e: (a) incidência de pobreza; (b) média de anos de estudos dos responsáveis pelos domicílios; (c) índice de Gini; (d) PIB; (e) tamanho da população; e (f) percentual de indivíduos com IPVS igual a 5 ou 6. As curvas sobrepostas aos gráficos foram obtidas por modelos de regressão descritos na seção anterior, considerando uma estrutura condicional autorregressiva para os efeitos aleatórios.

A Tabela 1 descreve os percentuais médios de gravidez na adolescência segundo classes das variáveis socioeconômicas que caracterizam o Estado de São Paulo. Cada variável foi classificada em seis classes. Na primeira, encontra-se, aproximadamente, o equivalente a 5% dos municípios com os menores valores de cada variável. A segunda classe engloba os municípios relativos aos valores situados entre os percentis 5% e 25%, a terceira abrange os municípios com os valores situados entre os percentis 25% e 50%, a quarta os situados entre os percentis 50% e 75% e a quinta classe os municípios relativos aos valores situados entre os percentis 75% e 95%. A última classe equivale aproximadamente aos 5% dos municípios com os maiores valores de cada variável. Essa classificação permite, dessa forma, comparações entre os extremos de cada variável. O índice de Gini e os escores do IPVS foram descritos em cinco níveis, devido à distribuição dos valores destas variáveis.

Os percentuais médios de gravidez na adolescência exibidos na Tabela 1 foram encontrados por modelos de regressão como descritos na seção anterior, em que a variável independente foi substituída por variáveis indicadoras (dummies variables), permitindo assim estimar os percentuais para cada classe da variável e obter as razões entre os percentuais, com os seus respectivos intervalos de 95% de credibilidade. Intervalos de credibilidade que não incluem o valor 1 indicam associações significativas com os percentuais de gravidez na adolescência (indicados com asteriscos na Tabela 1, o que é análogo a estabelecer um nível de significância de 5% quando utilizados métodos frequentistas de inferência estatística). Com exceção do índice de Gini, em um contexto espacial todas as variáveis socioeconômicas e de vulnerabilidade social aqui estudadas associaram-se aos percentuais de gravidez na adolescência.

A Figura 4 compõe-se de quatro painéis, que exibem gráficos de dispersão dos percentuais de gravidez na adolescência, e o IDH-M e seus componentes no painel (a). No painel (b), apresenta-se o componente educação; no (c), o componente longevidade; e no painel (d), o componente renda. As curvas sobrepostas aos gráficos foram obtidas dos modelos de regressão descritos na seção anterior, evidenciando significativos decréscimos dos percentuais de gravidez precoce, conforme é observado um aumento dos índices de desenvolvimento dos municípios. Por sua vez, a Tabela 2 descreve os percentuais médios de gravidez na adolescência segundo classes do IDH-M e de seus componentes, sendo estes índices classificados em seis faixas, de maneira análoga às categorizações usadas na Tabela 1. A Tabela 2 descreve uma progressiva redução dos percentuais de gravidez precoce conforme aumentam os valores do IDH.

Em todas as análises verificou-se que os modelos que utilizaram a estrutura espacial apresentaram valores menores para o DIC do que os modelos que desprezam tal estrutura. Esse resultado evidencia que os modelos que utilizaram a estrutura espacial são mais adequados aos dados do presente estudo, ou seja, não há uma aleatoriedade espacial dos percentuais de gravidez na adolescência entre os diferentes municípios.

 

Discussão

O presente estudo aponta a estreita relação entre a gravidez na adolescência e fatores econômicos e sociais no Estado de São Paulo. Os percentuais de gravidez na adolescência apresentaram-se maiores nos municípios de menor PIB, maior incidência de pobreza, menor tamanho populacional e maior percentual de indivíduos com IPVS igual a 5 ou 6, ou seja, mais vulneráveis. Os percentuais ajustados pelo modelo bayesiano, apresentados na Figura 2, ilustram que a gravidez adolescente tende a ser menos frequente nos grandes centros urbanos, regiões estas caracterizadas por maior disponibilidade de oferta de serviços de saúde e maior renda per capita, mas onde ainda persistem a segregação, a pobreza e a desigualdade social 32. No Brasil, enquanto estima-se que 55% das adolescentes solteiras e sexualmente ativas não utilizam nenhum método anticoncepcional, este número eleva-se para 79% quando consideradas as residentes nas áreas rurais 33. Em um estudo norte-americano 34, igualmente verificou-se que a ocorrência de gravidez dos 15 aos 19 anos de idade é maior na zona rural do que nas áreas metropolitanas, onde, de uma forma geral, há mais acesso à educação e à informação 11. Ambos os estudos sugerem que as áreas distantes dos grandes centros tendem a oferecer dificuldades de acesso a serviços de saúde e propiciam um baixo conhecimento sobre métodos anticoncepcionais. Esses dados reforçam a importância de se conhecer e considerar as especificidades do contexto para adequar práticas assistenciais no campo da saúde.

Por se tratar de um estudo de modelo ecológico, as características aqui identificadas dizem respeito a um grande contingente populacional, refletindo o fenômeno social da gravidez na adolescência em sua ocorrência coletiva, e não individual. Esse fator diferencia o presente estudo da maioria dos demais trabalhos publicados na literatura, nos quais as associações são estudadas em nível de indivíduos e a população alvo é composta por mulheres residentes em regiões menores. O desenho aqui empregado é passível do viés ecológico (ou falácia ecológica), que adverte que uma associação observada entre agregados de indivíduos não significa, necessariamente, que a mesma associação ocorra em nível de indivíduos. Entretanto, os resultados aqui encontrados possuem grande compatibilidade com aqueles dos estudos que não utilizam modelos ecológicos, e isto reforça a hipótese de que o meio em que uma adolescente vive favorece de forma marcante uma gravidez precoce: os fatores associados à chance de engravidar-se não se restringem às suas características individuais, mas alcançam as inter-relações com o ambiente em que vive.

Uma possível limitação do estudo relaciona-se à qualidade da informação do SINASC. Esse sistema possui boa completitude de preenchimento e consistência da informação na maioria das variáveis 35, como a idade materna, essencial para o presente estudo, mas a possibilidade de subnotificações de registros de nascidos vivos 36 pode trazer algum viés na estimação dos percentuais de gravidez na adolescência. Desconsiderando isso, o modelo bayesiano aqui empregado mostrou-se eficiente na estimação dos percentuais ajustados, sendo que a estrutura espacial e a matriz de vizinhança adotadas mostraram-se adequadas ao conjunto de dados, visto que, quando incorporadas ao modelo, os valores de DIC apresentaram grande redução. Em um contexto epidemiológico, modelos bayesianos semelhantes ao aqui empregado têm sido utilizados em outras publicações recentes 29,30, mostrando um bom desempenho na estimação de taxas e outras medidas de interesse.

O presente estudo evidenciou que os municípios com maiores valores do componente educação do IDH-M tendem a possuir menores porcentagens de gravidez na adolescência. Esse é um importante resultado, uma vez que a profunda relação entre a educação e a gravidez precoce traz como consequência a manutenção do estado de pobreza de uma comunidade, já que as adolescentes grávidas tendem a abandonar a escola 37,38 e o retorno ao estudo muitas vezes não ocorre 39, com posteriores dificuldades em conseguir empregos bem remunerados. Em adição, a tendência a partos prematuros faz com que os filhos dessas adolescentes estejam expostos a atrasos no desenvolvimento neuropsicomotor e consequentes dificuldades de aprendizado escolar 40, contribuindo com novas impossibilidades de posições qualificadas no mercado de trabalho, fazendo persistir as diferenças econômicas e sociais. Na experiência clínica diária há relatos de adolescentes que optaram pela gravidez precoce, e não a evitaram com o propósito de deixar o lar de seus pais, devido às precárias condições de vida a que estavam submetidas. Todavia, acabam por ampliar as dificuldades de sobrevivência anteriormente sentidas.

As repercussões da gravidez na adolescência na escolaridade têm sido estudadas por diversos autores 39,41,42,43. Em um trabalho sobre as características da trajetória escolar de jovens em três capitais brasileiras 44, observou-se que a metade das que interromperam os estudos pelo menos uma vez relatou uma gravidez na adolescência. Neste estudo, verificou-se que o abandono escolar na ocasião da gravidez na adolescência foi referido por 40,1% das moças cuja gravidez terminou em nascimento de um filho. Em um estudo sobre indicadores sociais em uma população de gestantes 45, estimou-se que apenas 6,8% das adolescentes eram estudantes. Entretanto, se por um lado a gravidez na adolescência pode ocasionar a evasão escolar, muitas adolescentes podem ter deixado a escola antes de engravidar, sendo por sua vez esta evasão um possível fator de risco para a gravidez precoce 38. Em adição, filhos adolescentes de mulheres com um ano de escolaridade têm probabilidade 23 vezes maior de chegar analfabeto à adolescência, em comparação com filhos de mulheres com 11 anos ou mais de escolaridade 46.

As associações entre o IDH-M e os percentuais de gravidez na adolescência são também apontadas em um estudo sobre a fecundidade e os diferenciais intraurbanos de desenvolvimento humano, conduzido no Município de São Paulo 47. Este estudo indicou que, ao considerar-se o município como um todo, as adolescentes responderam por 30,9% dos nascimentos dentre as primíparas, mas este percentual reduziu-se para 20,2% quando considerada a área de maior IDH.

Sendo a gravidez adolescente contemplada como um fenômeno relacionado a um contexto de vulnerabilidade social, é necessário considerar que os resultados do presente estudo evidenciam que sua frequência ocorre em maior intensidade em ambientes pontuados por oportunidades restritas e poucas opções de vida. Isso pode ser concluído com base na observação de que municípios com menores IDH e com maiores incidências de pobreza são aqueles que apresentam maiores percentuais de gravidez adolescente. Além disso, esses percentuais associam-se a baixos níveis de escolaridade, lembrando que a literatura aponta que as interrupções na trajetória escolar que antecedem a gravidez perpetuam uma situação de exclusão social por várias gerações de mulheres de uma mesma família 43. Municípios desfavorecidos em termos de desenvolvimento humano trazem um contexto de desvantagens sociais para a adolescente, que supostamente coloca a maternidade como uma alternativa de vida, dentre poucas oportunidades que o ambiente favorece. Essas inter-relações entre as adolescentes e o contexto social propiciado pelo ambiente em que vivem são de grande importância para o conhecimento dos fatores que levam à gestação. Incentiva-se que essas inter-relações sejam melhor exploradas em novos estudos de natureza ecológica.

As intervenções diretas sobre grupos vulneráveis de adolescentes, como campanhas de prevenção e ações educativas, são de grande importância para a prevenção de gravidezes precoces, mas os achados do presente estudo sugerem que o problema tem dimensões mais amplas, e resultados mais eficientes seriam obtidos a partir de ações que incrementem ou otimizem os recursos dos municípios para que compensem diferenças sociais prévias. Dessa forma, seu enfrentamento transcende o setor saúde, requerendo práticas e saberes intersetoriais e a possibilidade de estabelecimento de linhas de cuidado que incluam aspectos que abrangem desde as relações intersubjetivas e da microgestão do cuidado, até aspectos da macrogestão da saúde, que no momento fogem do âmbito e dos objetivos do presente estudo, mas cuja necessidade fica colocada.

 

Colaboradores

E. Z. Martinez participou da concepção do projeto, montagem do banco de dados, análise e interpretação dos dados. D. L. Roza contribuiu no desenho do estudo, análise estatística, interpretação e discussão dos dados. M. C. G. G. Caccia-Bava e A. L. Dal-Fabbro contribuíram na análise e interpretação dos dados. J. A. Achcar colaborou na análise estatística, interpretação e discussão dos dados. Todos os autores participaram da redação do manuscrito e aprovaram a sua versão final.

 

Agradecimetos

Os autores agradecem à Fundação de Apoio ao Ensino, Pesquisa e Assistência (FAEPA) do Hospital das Clínicas da Faculdade de Medicina de Ribeirão Preto da Universidade de São Paulo, pelo apoio financeiro.

 

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Correspondência:
E. Z. Martinez
Departamento de Medicina Social
Faculdade de Medicina de Ribeirão Preto
Universidade de São Paulo
Av. Bandeirantes 3900
Ribeirão Preto, SP 14049-900, Brasil
edson@fmrp.usp.br

Recebido em 14/Jul/2010
Versão final reapresentada em 16/Fev/2011
Aprovado em 24/Fev/2011

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