Peso insuficiente ao nascer: estudo de fatores associados em duas coortes de recém-nascidos em Ribeirão Preto, São Paulo

Insufficient birth weight: factors associated in two cohorts of newborns in Ribeirão Preto, São Paulo, Brazil

ARTIGO ORIGINAL

Peso insuficiente ao nascer: estudo de fatores associados em duas coortes de recém-nascidos em Ribeirão Preto, São Paulo

Insufficient birth weight: factors associated in two cohorts of newborns in Ribeirão Preto, São Paulo, Brazil

Veidson Marcelo Azenha^I; Melina Andrade Mattar^II; Viviane Cunha Cardoso^III; Marco Antonio Barbieri^IV; Luiz Antonio Del Ciampo^IV; Heloisa Bettiol^IV

^IMestre em Pediatria pelo curso de pós-graduação da Faculdade de Medicina de Ribeirão Preto da Universidade de São Paulo (FMRP-USP), Ribeirão Preto, SP, Brasil

^IIAluna do sexto ano do curso de Ciências Médicas da FMRP-USP e bolsista de Iniciação Científica da Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo (Fapesp), Ribeirão Preto, SP, Brasil

^IIIDoutoranda do curso de pós-graduação da FMRP-USP, Programa Saúde da Criança e do Adolescente, Ribeirão Preto, SP, Brasil

^IVDocente do Departamento de Puericultura e Pediatria da FMRP-USP, Ribeirão Preto, SP, Brasil

^{Endereço para correspondência}

RESUMO

OBJETIVO: Avaliar fatores associados ao aumento das taxas de peso insuficiente (PI) em duas coortes de recém-nascidos (RN) vivos e de parto único de Ribeirão Preto, São Paulo, separadas por 15 anos (1978/79 e 1994).

MÉTODOS: Foram estudados 6.223 partos em 1978/79 e 2.522 em 1994, excluindo-se os RN de baixo peso. Associação entre PI e variáveis independentes (idade, trabalho, escolaridade e tabagismo maternos, abortos e natimortos prévios, número de filhos, situação conjugal, visitas de pré-natal, tipo de parto e hospital, categoria de internação, renda familiar, idade gestacional e sexo do RN) foi analisada por cálculo da Odds Ratio (OR) bruto e intervalo de confiança 95%, seguida de regressão logística múltipla.

RESULTADOS: Em 1978/79, na análise ajustada, idade materna <20 anos (p=0,014), renda familiar <5 salários-mínimos (p=0,030), menos de quatro consultas de pré-natais (p=0,003), parto vaginal (p<0,001), sexo feminino (p<0,001), tabagismo materno (p<0,001) e prematuridade (p<0,001) estiveram associados a PI. Em 1994, os fatores associados ao PI foram: trabalho materno fora do lar (p=0,020), sexo feminino (p<0,001), tabagismo materno (p<0,001) e prematuridade (p<0,001).

CONCLUSÕES: Variáveis socioeconômicas que atuaram em 1978/79 desapareceram em 1994, restando o sexo do RN, o hábito de fumar e a prematuridade nos dois períodos. Como houve diminuição do tabagismo materno e não houve modificação na proporção de nascimentos do sexo feminino, uma explicação para o aumento do PI seria o aumento nos nascimentos pré-termo entre as duas coortes.

Palavras-chave: peso insuficiente; recém-nascido; peso ao nascer; prematuro.

ABSTRACT

OBJECTIVE: To evaluate factors associated to the increase in insufficient birth weight (IBW) rates in two population-based-cohorts of singletons born alive in Ribeirão Preto, São Paulo, Brazil, separated by 15 years (1978/79 and 1994).

METHODS: The first cohort (1978/79) comprised 6,223 newborns and the second (1994), 2,522, excluding low birth weight newborns. Independent variables association with IBW (maternal age, work, schooling and smoking; previous abortion, previous stillbirth, number of live births, maternal marital status, family income, occupation group, type of hospital, mode of insurance, number of antenatal visits, type of delivery; newborn gender and gestational age) were analyzed. The Odds Ratio (OR) was determined using a logistic regression model and 95% confidence limits were calculated.

RESULTS: In 1978/79, maternal age <20 years (p=0.014), family income <5 minimum Brazilian wages (p=0.030), <4 antenatal visits (p=0.003), vaginal delivery (p<0.001), female newborn gender (p<0.001), maternal smoking (p<0.001) and preterm birth (p<0.001) were associated with IBW. In 1994, maternal work outside home (p=0.020), female newborn gender (p<0.001), maternal smoking (p<0.001) and preterm births (p<0.001) were associated with IBW.

CONCLUSIONS: Socioeconomics variables associated with IBW in 1978/79 were not determinants in 1994. Newborn gender, maternal smoking and preterm birth remained significant determinants of IBW in both moments. Considering the decrease in rate of maternal smoking and the maintenance of female births, the increase in IBW could be explained by increasing rates of preterm birth in this interval of 15 years.

Key-words: insufficient birth weight; infant, newborn; birth weight; infant, premature.

Introdução

O peso ao nascer é reconhecidamente um importante parâmetro relacionado com a morbimortalidade perinatal e infantil e, por isso, de grande relevância em Saúde Pública. Há inúmeras referências de que crianças nascidas de baixo peso (menor que 2.500g) apresentam, com maior freqüência, alterações de crescimento e desenvolvimento^(1-3), retardo mental e distúrbios de aprendizado⁽¹⁾, além de o baixo peso contribuir para o desenvolvimento de doenças crônicas não transmissíveis do adulto⁽⁴⁾ .

Nos últimos anos, alguns estudos têm mostrado que o peso insuficiente (PI, peso entre 2.500 e 2.999g), assim como o baixo peso ao nascer, está associado à maior morbimortalidade infantil e a conseqüências em longo prazo, como as citadas acima⁽⁵⁾. Tal fato adquire grande magnitude quando se considera que uma fração expressiva dos recém-nascidos (RN) tem peso situado neste intervalo. Alguns trabalhos mostram que o número de crianças com PI chega a ser duas a três vezes maior que as de baixo peso^(1,6,7). Apesar disso, são encontrados poucos estudos sobre o PI ao nascer.

Há mais de 30 anos, Puffer e Serrano⁽⁸⁾ já ressaltavam a importância do nascimento com peso favorável (>3.000g) para a sobrevivência, crescimento e desenvolvimento sadios. Puffer e Serrano⁽⁹⁾ estudaram as características do peso ao nascer em diversos países. Em 1973, 11,6% das crianças nasciam com PI na Suécia. Em Cuba, este percentual era de 26,8% e, na Hungria, 23,6%. Na Índia, de 1969 a 1972, 45,8% apresentavam PI ao nascimento. Nos Estados Unidos, em 1983, 16,1% dos nascidos tinham PI. Em 1977, 24,9% das crianças no Chile e 24,2% no Uruguai nasceram com peso situado neste intervalo.

No Brasil, existem grandes diferenças regionais na distribuição do baixo peso e do PI. Porém, a maioria dos estudos não é representativa da população, mas restrita a hospitais ou dados populacionais parciais⁵. Souza et al⁽⁷⁾, ao estudar o peso de nascidos vivos, de 1978 e 1979, em maternidades de Florianópolis, Santa Catarina, observaram que 15,3% nasciam com PI. Esse percentual foi de 31% em uma amostra de RN de mães de condição socioeconômica baixa em Recife, Pernambuco⁽¹⁾, e de 31,6% em maternidades do município de São Paulo⁽¹⁰⁾.

Kramer⁽¹¹⁾, em extensa revisão da literatura publicada em 1987, apresenta os fatores de risco para o baixo peso de nascimento mais citados nos trabalhos e os distribui em categorias que, muitas vezes, se relacionam e se superpõem: fatores constitucionais e genéticos, obstétricos e relacionados à atenção pré-natal, nutricionais, morbidade materna, fatores relacionados à exposição tóxica, fatores demográficos e socioeconômicos. Acredita-se que esses fatores também possam estar relacionados ao PI, mas sua influência sobre este é pouco estudada.

Em Ribeirão Preto, São Paulo, a comparação entre duas coortes de RN com intervalo de 15 anos, sendo a primeira em 1978/79 e a segunda em 1994, mostrou aumento significativo na proporção de nascimentos de PI, de 22,4% para 28,7%⁽¹²⁾. Ao mesmo tempo, observou-se aumento da taxa de baixo peso ao nascer e diminuição da média de peso de nascimento, sugerindo que os mesmos fatores que atuaram no aumento da taxa de baixo peso também estariam influenciando o aumento na proporção de PI ao nascer. O objetivo deste trabalho é avaliar os fatores associados ao aumento do PI ao nascer em Ribeirão Preto nesses dois momentos (1978/79 e 1994).

Métodos

Os dois estudos foram realizados em todos os hospitais de Ribeirão Preto que, em 1978/79 e 1994, possuíam maternidades, nas quais ocorreram mais de 98% dos nascimentos do município⁽¹³⁾. Todos os nascimentos vivos de parto único de famílias residentes no município foram incluídos na análise. Na primeira população estudada, foram coletados dados de 6.750 partos, de junho de 1978 a maio de 1979. Como não houve sazonalidade de nascimentos em 1978/79, o segundo estudo analisou 2.846 nascimentos durante quatro meses, de maio a agosto de 1994⁽⁸⁾. Um questionário padronizado foi usado e as mães foram entrevistadas logo após o parto. Quando a mãe não era entrevistada, os dados foram obtidos do prontuário médico. Assim, todos os nascimentos foram incluídos, embora em alguns casos os dados estivessem incompletos porque a mãe não foi entrevistada. A metodologia utilizada foi a mesma em ambas as pesquisas^(13,14).

Os dados coletados ao nascimento foram codificados por pessoal treinado, segundo um manual previamente confeccionado e testado, digitados e armazenados em microcomputador. Foram feitas as conferências da codificação e digitação e processadas as correções necessárias.

As variáveis maternas incluídas nesta análise foram: idade (<20 anos, 20-24, 25-29, 30-34, 35 anos e mais), trabalho fora do lar (não/sim), abortos prévios (não/sim), natimortos prévios (não/sim), número de filhos incluindo atual gravidez (1, 2-4, 5 e mais), tabagismo durante a gestação (não/sim), escolaridade materna (4 anos ou menos, 5-8, 9-11, 12 anos ou mais). As variáveis socioeconômicas e relacionadas à gestação e ao parto foram: ocupação do chefe de família (não manual, manual qualificado e semiqualificado, manual não qualificado e desempregado), situação conjugal materna (com e sem companheiro), número de visitas no pré-natal (0, 1-3, 4-5, 6 e mais), tipo de parto (cesárea ou vaginal), categoria de internação para o parto (público, privado), renda familiar mensal em quantidade de salários-mínimos (menor que 3, 3-4, 5-9, 10 e mais), tipo de hospital onde foi realizado o parto: universitário, público (hospitais privados que atendem predominantemente seguro público), privado (hospitais privados que atendem predominantemente seguro privado e/ou pacientes particulares). Relativas ao RN, foram incluídas as seguintes variáveis: idade gestacional, medida em semanas completas pela data da última menstruação (quando ignorada ou implausível, foi feita a imputação da idade gestacional em um modelo de regressão usando-se peso de nascimento), paridade, renda familiar, sexo do RN⁽¹⁵⁾ e peso de nascimento (2.500-2.999g: PI, e peso >3.000g: peso favorável). As crianças nascidas de baixo peso (<2.500g) foram excluídas da análise.

Foi feita análise descritiva por tabelas de freqüência para caracterizar as coortes de crianças nascidas nos dois períodos, comparando-se as proporções pelo teste do qui-quadrado. Para o estudo das variáveis independentes associadas ao risco de nascimento com PI (não/sim) foram calculadas a Odds Ratio (OR) bruta e os intervalos de confiança, para cada ano de estudo. Posteriormente, foi realizada a análise multivariada, utilizando um modelo de regressão logística múltipla para testar o possível efeito gerador de confusão das variáveis independentes descritas anteriormente. O nível de significância adotado em todas as análises foi de 0,05.

O presente estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa do Hospital das Clínicas da Faculdade de Medicina de Ribeirão Preto da Universidade de São Paulo.

Resultados

Do total de 6.750 nascidos vivos em 1978/79, após a exclusão de 483 com baixo peso ao nascer e 42 com peso ignorado ao nascer, restaram 6.223 para análise. Em 1994, foram excluídos 303 com baixo peso e 21 com peso ignorado ao nascer, restando 2.522 nascidos vivos. Houve aumento significativo no número de nascimentos de crianças com PI de 1978/79 para 1994, de 22,4% (1.395/6.223) para 28,7% (724/2.522) (p<0,001).

A Tabela 1 compara a distribuição de características maternas, sociais, da gestação, parto e RN em Ribeirão Preto, em 1978/79 e 1994, nas crianças nascidas com peso igual ou superior a 2.500g. Não houve diferença entre as proporções de meninos e meninas entre os dois estudos (p=0,734). A proporção de mães adolescentes (<20 anos) aumentou e também a de mães mais velhas (>30 anos). A proporção de mães trabalhando fora de casa praticamente dobrou e o mesmo aconteceu com mães sem companheiro; a proporção de primíparas aumentou de 35% para 40,7%, enquanto a de grandes multíparas (>5 filhos) reduziu-se à metade. O tabagismo materno diminuiu de 26,9% para 18,5%. A freqüência de mães com escolaridade alta (>12 anos de estudo) aumentou em 30%, enquanto a baixa escolaridade (<4 anos) reduziu-se a menos da metade. Foi também observada maior proporção de chefes de família em ocupações mais qualificadas e menor proporção em ocupações sem qualificação. Renda familiar baixa (<3 salários-mínimos) caiu em 1/3, enquanto a renda mais alta (>10 salários-mínimos) aumentou de 10,6% para 16,1%. Contudo, essa variável foi a que apresentou maiores proporções de informações ignoradas nos dois momentos (18,7 e 28,7%, respectivamente). Não houve variação nas proporções de mães que referiram ter tido abortos prévios (17,5% em 1978/79 e 16,4% em 1994, p=0,138) e natimortos prévios (2,7% em 1978/79 e 2,1% em 1994, p=0,071) entre os dois estudos.

Ainda na Tabela 1, verifica-se que a atenção ao pré-natal praticamente universalizou-se: apenas 2,2% das mães não tiverem esse atendimento em 1994, contra 6,7% em 1978/79. Mais de 2/3 das mães no segundo estudo fizeram seis ou mais consultas, enquanto, no primeiro estudo, menos da metade o fez. A categoria particular de internação para o parto aumentou mais de três vezes e a participação dos hospitais públicos nesse atendimento reduziu-se quase à metade, enquanto a participação dos hospitais privados aumentou mais de oito vezes. A proporção de cesarianas apresentou um expressivo aumento no período, passando de 30,7% para 50,7%. A proporção de RN pré-termo dobrou, embora não tenha repercutido na adequação do peso para a idade gestacional (p=0,267).

As Tabelas 2 e 3 mostram as OR não ajustadas das variáveis associadas ao PI ao nascer em ao menos uma das coortes, para as características maternas (Tabela 2) e características socioeconômicas, da gestação, do parto e do RN (Tabela 3). Mães com menos de 20 anos e com menos de nove anos de escolaridade tiveram maior chance de ter filhos com PI (p<0,001) e essas associações não se repetiram no ano de 1994 (Tabela 2). Trabalho materno fora do lar se associou com PI somente no ano de 1994 e hábito de fumar materno foi associado com PI nos dois estudos (Tabela 2). Abortos, natimortos prévios e número de filhos não apresentaram associação com PI ao nascer (p>0,05 nas duas coortes).

Outras variáveis associadas ao PI no primeiro momento (1978/79) e que não se repetiram em 1994 foram (Tabela 3): menos de quatro visitas pré-natal (p<0,001), categoria de internação pública (p<0,001), grupo ocupacional manual não qualificado/desempregado (p<0,001) e renda familiar menor que três salários-mínimos mensais (p<0,001). Nascer em hospital universitário (p<0,001) e de parto vaginal (p<0,001) foram fatores associados à maior chance de ter PI em 1978/79; porém, tal associação foi fraca em 1994 (p=0,050 e p=0,044, respectivamente, para tipo de hospital e tipo de parto). Mães sem companheiro, bebês pré-termo e do sexo feminino tiveram maiores proporções de PI nos dois estudos.

Após ajustes para possíveis fatores geradores de confusão, a Tabela 4 mostra que, em 1978/79, a renda familiar acima de cinco salários-mínimos, a idade materna a partir de 20 anos, o sexo masculino, quatro ou mais visitas no pré-natal e o parto cesárea estiveram associados à menor chance de nascimento com PI. Filhos de mães fumantes e nascidos pré-termo tiveram risco cerca de duas vezes e mais de duas vezes e meia, respectivamente, de apresentar PI ao nascer. Observa-se que, na coorte de 1994, as variáveis socioeconômicas não mais se associaram ao PI ao nascer. Tabagismo materno, nascimento pré-termo e RN do sexo feminino mantiveram a associação observada em 1978/79. Trabalho materno fora do lar apresentou associação fraca ao PI. O tipo de parto não se associou ao PI em 1994, como observado na primeira coorte.

Discussão

A principal motivação deste estudo foi o aumento expressivo de nascidos com PI observado entre as coortes de 1978/79 e 1994, de 22,4 para 28,7%. Em Campinas, São Paulo, a participação do PI foi grande, porém mantida em torno de 24% nos nascimentos da cidade no período de 1975 a 1996⁽¹⁶⁾, assim como as taxas de baixo peso ao nascer. Os autores consideram que a melhoria nos indicadores sociais e demográficos de Campinas identificados na década anterior ao estudo foi suficiente apenas para estabilizar a distribuição do peso ao nascer. Estudo realizado em 1991, em nove maternidades paulistas, mostrou que o PI foi observado em 19% dos RN doentes dessas maternidades⁽¹⁷⁾.

As variáveis socioeconômicas que mostraram associação com o PI em 1978/79, como renda familiar e número de visitas de pré-natal, assim como a idade materna (no modelo ajustado), não se mantiveram associadas em 1994. Isso pode ser justificado pela melhoria das condições gerais de vida e nível educacional da população, além do aumento do número de consultas de pré-natal observadas em Ribeirão Preto nesse período⁽¹⁸⁾.

Em 1978/79, o parto cesárea mostrou-se fator protetor contra o PI, o que não foi evidenciado em 1994. Parto cesárea foi o principal fator associado ao aumento das taxas de baixo peso em Ribeirão Preto, nesse intervalo de 15 anos, e também esteve associado à redução da média do peso ao nascer, bem como ao aumento dos nascimentos pré-termo^(12,19). Nesse período, houve aumento das taxas de cesariana de 30 para 50,1%⁽²⁰⁾, proporções que se mantiveram mesmo após a exclusão dos RN de baixo peso da presente análise. Assim como em Ribeirão Preto, também em Campinas o parto operatório predominou sobre o vaginal e, mesmo que não tenha sido ainda identificado como fator de risco para o baixo peso ao nascer nessa cidade, pode ter modificado a freqüência de RN com PI⁽¹⁶⁾.

O trabalho materno fora do lar apresentou associação com PI ao nascer apenas em 1994. Isso pode ser explicado pelo grande influxo de mulheres no mercado de trabalho nas últimas décadas, o que também foi observado neste estudo. Acredita-se que essa associação ocorra principalmente entre mães com trabalho que exige atividade física mais intensa e que, neste caso, está também relacionado ao trabalho de parto pré-termo. Na Argentina, em 1984/85, o trabalho materno de mais de quatro horas por dia foi fator de risco para baixo peso ao nascer⁽²¹⁾. Em 1989, na Espanha, observou-se menor incidência de baixo peso de nascimento nos filhos de mães que trabalhavam fora⁽²²⁾. Resultados semelhantes têm sido encontrados na maioria dos estudos em países desenvolvidos, onde as mulheres geralmente têm empregos sedentários. Contudo, o grande número de informações ignoradas nos dois estudos pode ter interferido nessa associação.

Na análise da influência do sexo do RN sobre o peso de nascimento, foi observada maior prevalência de PI em RN do sexo feminino nos dois momentos. Tal associação já foi demonstrada em diversos estudos e pode ser explicada, em parte, pela maior proporção de massa muscular em detrimento de tecido adiposo nos RN do sexo masculino, fato que lhes confere maior peso ao nascimento, enquanto o oposto ocorre nas meninas⁽²³⁾. No estudo de Siqueira et al⁽¹⁰⁾, dos nascidos com PI, 60,7% eram do sexo feminino e 39,3%, meninos. Contudo, neste estudo, a proporção de nascimentos de meninas foi semelhante nos dois momentos, não explicando, portanto, o aumento do PI no período.

O hábito materno de fumar é reconhecidamente fator de risco para o BP e PI ao nascer, além de outros efeitos nocivos ao concepto^(1,9). Rocha⁽¹⁾ demonstrou que, dos filhos de mães tabagistas, 35,3% nasciam com PI, enquanto essa fração entre filhos de não fumantes era de 27,8%. No atual estudo, o tabagismo esteve associado ao PI nas duas coortes. Entretanto, neste intervalo de 15 anos, houve redução das taxas de tabagismo materno. Com isso, o hábito de fumar materno não estaria associado ao aumento da prevalência do PI neste período.

O contrário foi observado quanto à prevalência de nascimentos pré-termos, que, neste intervalo, aumentou de 7,6% em 1978/79 para 13,6% em 1994⁽¹⁴⁾, considerando-se todos os nascimentos, e de 3,3 para 6,5% após a exclusão das crianças nascidas de baixo peso. Considerando-se, então, que a prematuridade esteve associada com o PI nestes dois momentos, tal variável relaciona-se potencialmente ao aumento do PI ao nascer neste período. Na análise de Bettiol et al⁽¹⁴⁾, a elevação do número de nascimentos pré-termo, por sua vez, teve como maior contribuinte o aumento na freqüência de parto cesárea.

Os principais pontos positivos deste trabalho são: a mesma metodologia foi utilizada para a coleta de dados nos dois estudos, a taxa de participação foi quase completa e todas as maternidades participaram. A duração da gestação foi calculada com base na informação da data da última menstruação em ambas as coortes. Embora a variável principal em análise seja o PI ao nascer, o efeito adverso da perda de informação da idade gestacional foi minimizado por meio da utilização do método de imputação da idade gestacional. Apesar do grande número de fatores utilizados na análise, vários outros relacionados ao PI são encontrados na literatura e não estão presentes neste estudo, como doenças e infecções maternas, pouco ganho de peso na gestação, peso deficiente pré-gestacional, fatores genéticos, fatores placentários, uso de drogas, etilismo materno, nascimentos anteriores com PI, entre outros.

Esta análise sugere que o aumento do nascimento de crianças prematuras seja o maior responsável pelo incremento na prevalência de PI neste intervalo de 15 anos. Trabalho materno fora do lar, RN do sexo feminino e tabagismo materno durante a gravidez tiveram contribuição menos expressiva no fenômeno do aumento do PI ao nascer.

Recebido em: 2/10/2007

Aprovado em: 7/1/2008

Fontes financiadoras: Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq) e Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo (Fapesp), processo número 1993/0525-3 e 05/56516-9

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Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  24 Abr 2008
• Data do Fascículo
  Mar 2008

Histórico

• Aceito
  07 Jan 2008
• Recebido
  02 Out 2007