Perdas fetais espontâneas e voluntárias no Brasil em 1999-2000: um estudo de fatores associados

Resumos

Apesar de ilegal no Brasil, cerca de 31% das gestações terminam em aborto. A maioria dos abortamentos provocados é realizada por pessoas não capacitadas, e em condições inseguras, resultando em aumento da mortalidade feminina. O presente estudo utilizou dados de uma amostra representativa de 3.047 puérperas, de 1999-2000, de corte transversal, parte de estudo multicêntrico nacional sobre soroprevalência de sífilis no Brasil. Destas, foram analisadas 1.838 puérperas com pelo menos uma gravidez anterior à gravidez de referência. Os desfechos estudados foram perdas fetais prévias (voluntária e espontânea) e ausência de perda fetal prévia. A análise foi conduzida por meio de regressão logística multinomial. Os resultados indicaram alto número de perdas fetais por mulher (até seis) e 31% das perdas foram voluntárias. A ausência de pré-natal, a história de DST na gravidez de referência e a ausência de filhos vivos aumentaram a ocorrência de perdas fetais. Para as perdas voluntárias, a raça/cor não branca, mais de um parceiro no ano anterior e idade precoce à primeira relação sexual também concorreram para o aumento da ocorrência. Características de vulnerabilidade destas mulheres devem ser consideradas em programas de planejamento familiar e de aconselhamento de mulheres, focalizando aquelas que já tiveram abortos, para a redução do número e consequências deste procedimento.

Aborto; Perdas fetais voluntárias; Brasil; Puérperas

Despite its illegality in Brazil, about 31% of all pregnancies end in abortion. Most abortions are performed by unskilled personnel and under unsafe conditions, resulting in increased female mortality. This study used data from a cross-sectional representative sample of 3,047 puerperal women, in 1999-2000, part of a national multicenter study on the prevalence of syphilis in Brazil. Of these, 1,838 women with at least one previous pregnancy before the reference pregnancy were included in the analysis. The outcomes studied were voluntary prior fetal loss, spontaneous prior fetal loss, and no prior fetal loss. The analysis was carried out using multinomial logistic regression. The results indicated a high number of fetal losses per woman (up to six); and 31% of the losses were voluntary. The absence of prenatal care, history of STD in the reference pregnancy, and absence of living children were factors that increased the odds of fetal loss. For voluntary fetal loss, being non-white, having more than one partner in the previous year, and an early age at first sexual intercourse also increased the odds of fetal loss. These data confirm the public health relevance of abortion in Brazil. Characteristics related to women´s vulnerability should be considered in family planning programs in order to reduce the number of abortions and their consequences. Counseling must also be provided, targeting women with a previous abortion.

Abortion; Voluntary fetal loss; Brazil; Puerperous women

Introdução

O aborto tem sido alvo de diversas pesquisas no Brasil¹. Recente revisão sobre vinte anos de pesquisa sobre o aborto no país aponta que a maioria dos estudos na saúde pública provém de dados empíricos². O maior desafio para avaliar a magnitude do aborto no Brasil é a dificuldade de acesso a dados fidedignos, devido ao elevado número de mulheres que omitem ter induzido o aborto nas pesquisas que utilizaram questionários com perguntas diretas². Tendo em vista a necessidade de dados de qualidade sobre o aborto, alguns inquéritos realizados no país adotaram estratégias específicas objetivando garantir a privacidade das respostas e o anonimato das mulheres, utilizando-se a Técnica de Resposta ao Azar (TRA)³ ou o Método da Urna^1,4. Estas iniciativas indicam a necessidade crescente de se obter dados válidos e confiáveis sobre aborto e isso ocorre tendo em vista a premência de se enfrentar um problema grave que tem atingido consequências indesejáveis para as mulheres.

Segundo estimativas da Organização Mundial da Saúde (OMS), metade das gestações em todo o mundo é indesejada, e uma a cada nove mulheres recorre ao aborto⁵. A grande totalidade (97%) desses procedimentos ocorre nos países em desenvolvimento, onde o abortamento é ilegal. No Brasil, cálculos mostram que o índice de abortamento é de 31%. Ou seja, ocorrem aproximadamente 1,44 milhão de abortos espontâneos e/ou inseguros com taxa de 3,7 para cada 100 mulheres⁵. Segundo dados da Pesquisa Nacional de Aborto (PNA), referente ao ano de 2010, mais de uma em cada cinco mulheres já havia feito aborto ao final da vida reprodutiva¹.

A prática do aborto no Brasil é crime, sendo permitido pela lei somente em caso de violência sexual (estupro) ou riscos à vida da mulher (Artigo 128, I e II do Código Penal)⁶. No entanto, o aborto é amplamente praticado, por meio de métodos inseguros, aumentando a morbimortalidade materna (Domingos e Merighi, 2010). A ilegalidade pouco inibe esta prática e traz consequências negativas à saúde destas mulheres^2,7. Além disso, a prática ser considerada ilegal traz ainda dificuldades de obtenção da informação sobre aborto, em um contexto de criminalização da sua pratica no país⁸.

Os quase 20 milhões de abortos realizados anualmente de forma insegura no mundo resultam em aproximadamente 68.000 mortes de adolescentes e mulheres adultas, representando 13% dos óbitos maternos⁹. Na América Latina e no Caribe o aborto é responsável por 12% da mortalidade materna e em algumas regiões da América Latina é responsável por 30% dessas causas¹⁰. Dependendo do local, as complicações do aborto na América Latina foram responsáveis por 50% da mortalidade materna¹¹.

Estudos mostram que as mortes por aborto atingem preferencialmente mulheres jovens^12,13, de estratos sociais desfavorecidos^12,13 , de baixa escolaridade^12,13 e residentes em áreas periféricas das cidades^12,13. São também mais acometidas as mulheres negras, que apresentam o dobro do risco de morrer por essa causa^9,14, quando comparadas às brancas. Os motivos relatados para a interrupção da gravidez variam segundo a idade, situação conjugal e contexto social. Entre aquelas sem filhos, uma alegação frequente é a necessidade de postergar a maternidade para possibilitar a continuação de estudos ou trabalho^14,15.

Segundo alguns autores, a faixa etária com maior concentração de abortos é a de 20 a 29 anos, com percentuais variando de 51% a 82% do total de mulheres de cada estudo². Estudo recente no Brasil, contudo, (Pesquisa Nacional de Aborto) indicou que a faixa etária abaixo dos 19 anos foi predominante para a realização do aborto¹⁷. Mais de 70% das mulheres avaliadas em estudos nos últimos 20 anos apresentaram relação conjugal estável e mais da metade das mulheres com experiência de aborto induzido tinham até oito anos de escolaridade². Estudo nacional sobre índices de aborto em mulheres admitidas em hospital que atende usuárias do SUS (Sistema Único de Saúde) mostrou que 20% dos quase 2.300 abortos ocorreram em adolescentes, com predomínio do aborto incompleto¹⁸. Outro achado importante deste estudo foi a ocorrência de abortamentos a partir dos 11 anos de idade, alertando para a necessidade de implantação de medidas de prevenção da gravidez em idades mais precoces, nos programas escolares de educação sexual¹⁸.

Publicação nacional, analisando informações de entrevistas de 12.612 mulheres, na Pesquisa Nacional de Demografia e Saúde (PNDS) de 1996, mostrou que a prevalência do aborto espontâneo foi de 14% e o induzido foi de 2,4%, para todo o Brasil¹⁹. Segundo este estudo, o aborto aumenta com a idade da mulher, e os fatores de risco mais importantes detectados foram: ser de região urbana, ter tido mais de um filho vivo e não ser de cor branca. Os dois últimos achados foram corroborados pela PNA, que estudou mulheres urbanas¹⁷.

Os objetivos do presente estudo são estimar a prevalência de perdas fetais voluntárias no Brasil, com base em um estudo representativo sobre sífilis congênita entre puérperas no Brasil²⁰, bem como seus fatores associados. Para isto foi empregado um modelo de resposta multinomial, que permitiu avaliar de forma discriminada as perdas espontâneas e as perdas voluntárias, comparativamente àquelas mulheres sem perdas.

Material e Métodos

Delineamento e população

Trata-se de análise de corte transversal, parte do estudo multicêntrico nacional sobre soroprevalência de sífilis entre puérperas, desenvolvido no período de 1999 e 2000^22-24. Foi selecionada uma amostra aleatória probabilística de 3.047 puérperas atendidas em maternidades de referência cadastradas pelo Programa Nacional de DST/AIDS (PN-DST/AIDS), ponderada pelo número mensal de puérperas por unidade federada. A amostra foi proporcional ao número de atendimentos estimados por unidade federada e ao número de centros de cada Estado, garantindo-se a seleção de um centro por Unidade da Federação. Apenas um foi excluído por não ter respondido aos ofícios enviados pela coordenação da pesquisa. Vinte e quatro Estados foram representados. Os parâmetros para a estimativa do tamanho da amostra foram: prevalência de sífilis entre as puérperas de 3%, nível de confiabilidade (erro tipo I) de 5% e nível de precisão de 0,6%. Foi ainda estimada uma perda de 5%. O detalhamento metodológico pode ser encontrado em Guimarães²⁰ e Rodrigues & Guimarães²¹.

O critério de elegibilidade para participação no estudo foi o ser gestante e ser admitida para parto ou curetagem nos centros selecionados, em 2000, e concordar em participar, assinando termo de consentimento livre e esclarecido. Pela lei brasileira, a mulher puérpera com 16 anos ou mais é considerada emancipada e, logo, autônoma para assinar termo de consentimento. Ainda assim, optou-se por garantir, para as menores de idade, que houvesse assinatura de pais ou responsáveis. O estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Universidade Federal de Minas Gerais (UFMG) (Parecer no. ETIC 029/3).

A seleção da gestante ocorreu à admissão nas maternidades de forma aleatória, por meio de planilhas, considerando o tamanho da amostra, que havia sido predefinido. Com o intuito de não prejudicar o atendimento de rotina do serviço, a obtenção do consentimento e a entrevista foram realizados após o parto ou curetagem em ambiente apropriado. Para esta análise foram incluídas somente puérperas com pelo menos uma gravidez anterior à atual (gravidez de referência). Não houve recusa por parte das puérperas em participar do estudo, mas, sim, houve perdas de mulheres que saíram da maternidade antes de serem abordadas.

Evento e variáveis explicativas

Foi considerada como variável resposta a história de pelo menos uma perda fetal anterior à gravidez de referência, sendo estas classificadas em: mulheres com pelo menos uma perda voluntária; e mulheres com relato de pelo menos uma perda espontânea, mas sem perda voluntária. Mulheres sem perdas formaram o grupo de comparação. Cabe observar que o número de mulheres com perdas voluntárias foi obtido pela subtração do número de gravidezes relatadas na pergunta "Destas, quantas aconteceram espontaneamente?" do número de gravidezes relatadas na pergunta "Ao todo, quantas gravidezes você perdeu?" Ou seja, foi obtida indiretamente pela subtração de duas variáveis.

As variáveis potencialmente explicativas nesta análise foram agrupadas em: características sociodemográficas: idade, raça/cor, escolaridade, número de filhos, estado conjugal, renda familiar mensal; história de DST: sífilis, outras DST; realização de pré-natal: número de consultas; características da trajetória sexual e reprodutiva: uso de contraceptivo na vida, número de parceiros no ano anterior, idade à primeira relação heterossexual e idade na primeira gravidez.

Os dados foram obtidos por meio de entrevista semiestruturada, com instrumento previamente testado e aplicado por profissionais do serviço treinados. Dados de prontuário e do cartão de pré-natal, quando este estava disponível, foram utilizados para complementação das informações^20-22.

Análise estatística

Foi efetuada a distribuição de frequência das variáveis para a construção do perfil das participantes no estudo que tiveram pelo menos uma gravidez anterior à gravidez atual. Estimou-se também a prevalência de mulheres sem perdas prévias, com perdas espontâneas e com perdas voluntárias na amostra estudada, efetuando também a análise de diferença entre proporções por meio de teste de Quiquadrado de Pearson. Posteriormente, foi realizada análise univariada comparando-se as mulheres com perdas prévias espontâneas com aquelas sem perdas prévias; e as mulheres com perdas prévias voluntárias com aquelas sem perdas prévias. As variáveis contínuas foram dicotomizadas, com exceção das seguintes: idade à data da entrevista, renda familiar mensal e idade à primeira relação sexual. Quanto à idade à data da entrevista, as categorias foram: < 18 anos; 18 a 23 anos; 24 anos e mais. Esse recorte foi feito porque a idade mediana à entrevista foi de 23 anos e julgou-se, além disso, adequado separar aquelas que ainda não haviam atingido a maioridade civil das demais. Em relação ao número de filhos vivos, excluindo-se a gravidez de referência, categorizou-se em: nenhum filho, um filho, mais de um filho. Quanto à renda, optou-se por explorar um maior número de categorias, com base no salário mínimo (SM) à data da entrevista, que era de 132 reais (R$ 132,00): (< 1 SM, 1 a 3 SM, > 3 SM). Quanto à idade à primeira relação heterossexual, dado que a mediana foi de 16 anos, foram criadas as categorias: < 16 anos, 16-17 anos, 18 anos ou mais). Foi estimada a Odds Ratio (OR) com IC 95% entre os subgrupos formados com base em cada variável. O nível de significância considerado foi de 0,05.

Da mesma forma, a determinação do efeito independente entre as variáveis selecionadas e o desfecho foi realizada por meio de modelo multivariado logístico politômico²¹, com ajuste por variáveis que apresentaram na análise univariada um valor de p < 0,20. Na análise de regressão logística politômica univariada, as mulheres que tiveram aborto espontâneo foram comparadas com mulheres que não tiveram perdas; mulheres que tiveram perdas voluntária foram também comparadas com aquelas que não tiveram perdas. Desta forma, houve dois grupos comparados com um grupo de referência. Em um primeiro momento, foram produzidos modelos intermediários para cada um dos três grupos. Foram incluídas todas as variáveis contidas em cada grupo e, em seguida, foi feita a deleção sequencial de acordo com a importância estatística de cada variável. Foram mantidas no modelo final somente aquelas com valor de p < 0,05²³.

Quanto à análise das mulheres, observa-se que a amostragem foi feita em três estágios: estratificada (onde cada estrato foi um estado), com seleção aleatória do centro dentro do Estado, seguida de seleção da gestante, que ocorreu à admissão nas maternidades (de forma aleatória), por meio de planilhas, considerando o tamanho da amostra, já pré-definido. Desta forma, os dados foram tratados como independentes na análise.

Resultados

Das 3.047 puérperas efetivamente entrevistadas, excluiram-se 51 devido a terem informações faltantes ou inconsistentes em variáveis relativas às gravidezes anteriores ou ao número de gravidezes anteriores, restando 2.996 puérperas. Destas, 1.946 (65,0%) tiveram pelo menos uma gestação anterior à gravidez de referência. Foram excluídas 51 observações adicionais com informação inconsistente, como, por exemplo, declarar um número de perdas espontâneas maior do que o número de perdas totais. Além destes 51 casos, para manter a consistência do banco de dados durante toda a análise foram excluídos outros 64 casos decorrentes de falta de informação (missing) em uma ou outra variável selecionada para análise. Assim, o banco final foi constituído de 1831 (94,1%) puérperas, com pelo menos uma gravidez anterior à atual.

Caracterização geral da população de estudo

Na amostra analisada havia 1.171 (64,0%) mulheres sem perdas fetais prévias, 482 (26,3%) com história de perda fetal espontânea e 178 (9,7%) com história de perda fetal voluntária (Tabela 1). Considerando as perdas gestacionais anteriores, no total houve 942 perdas fetais, sendo 646 (68,6%) espontâneas e 296 (31,4%) voluntárias. Para as perdas espontâneas, as 482 puérperas reportaram de uma a cinco perdas, com média de 1,34 perdas por mulher (DP = 0,65) e mediana igual a uma perda. No caso das perdas voluntárias, as 178 puérperas relataram de uma a seis perdas, com média de 1,69 por mulher (DP = 1,00) e mediana igual a duas perdas (dados não apresentados).

Tabela 1
Características selecionadas de puérperas atendidas em maternidades de referência cadastradas pelo Programa Nacional de DST/AIDS, segundo relato de perdas

• ¹
  % em relação ao total de cada grupo *p < 0,05; **p < 0,01;***p < 0,001

A Tabela 1 também apresenta os três grupos estudados segundo características selecionadas. Quanto aos resultados que se revelaram significativos em relação às diferenças entre as proporções, destaca-se: para as puérperas sem perdas prévias em relação às puérperas com perdas fetais espontâneas uma maior proporção de mulheres com idades abaixo de 23 anos (p < 0,05); de raça/cor não branca (p < 0,01); com número de filhos superior a um (p < 0,001); ser solteira (p<0,05); ter renda entre 1 e 3 salários mínimos (p < 0,05). Já menores proporções foram encontradas, comparando-se os dois grupos de mulheres (sem perdas e com perdas voluntárias respectivamente), em situações de ausência de filhos vivos (p < 0,001); história de outra DST além de sífilis (p < 0,001); ausência de pré-natal na gravidez atual (p < 0,001); e mais de um parceiro no ano anterior (p < 0,001). Finalmente, o panorama é semelhante quando se compara grupos de mulheres sem perdas e com perdas voluntárias, destacando-se como diferenças apenas a maior proporção de mulheres de raça/cor branca (p < 0,01); solteiras (p < 0,05); com renda inferior a um salário mínimo (p < 0,05) entre aquelas com perdas voluntárias.

Fatores associados às perdas fetais espontâneas e voluntárias

A Tabela 2 apresenta a análise univariada das perdas fetais (espontâneas ou voluntárias), das puérperas selecionadas para o presente estudo. Entre as variáveis que apresentaram significância estatística, mulheres com idade entre 18 a 23 anos, comparadas àquelas com 23 anos ou mais, apresentaram maiores ocorrências de perdas fetais espontâneas ou voluntárias. Outras variáveis que se associaram a maior ocorrência de perdas, nos dois grupos analisados, foram: não ter filho vivo; ter história de outras DST diferentes de sífilis, não ter feito pré-natal na gravidez de referência e nem na gravidez atual. Por sua vez, puérperas com renda familiar mensal entre 1 a 3 salários mínimos, comparadas àquelas de 3 salários mínimos ou mais, apresentaram menor ocorrência de perdas fetais espontâneas (OR = 0,70; IC 95%: 0,56 - 0,88). Por outro lado, mulheres com mais de um parceiro no último ano tiveram maior ocorrência (OR = 3,45; IC 95%: 2,35 - 5,06) de abortos voluntários.

Tabela 2
Associação entre relato de perdas fetais e características selecionadas de puérperas atendidas em maternidades de referência cadastradas pelo Programa Nacional de DST/AIDS, segundo relato de perdas fetais: análise univariada1. Brasil, 1999-2000.

• ¹
  Regressão logística multinomial, comparando separadamente cada grupo de perdas fetais com o grupo de puérperas sem perdas fetais. * significativo a p < 0,05; ** significativo a p < 0,01; *** significativo a p < 0,001.

Na análise de regressão politômica multivariada, após completada a etapa de deleção sequencial (Tabela 3), vários achados da análise univariada se mantiveram, confirmando-se a associação independente de algumas variáveis com as perdas fetais espontâneas e voluntárias: não ter filho vivo; ter história de outras DST diferentes de sífilis: não ter feito feito pré-natal na gravidez de referência e nem na gravidez atual. Confirmou-se que puérperas com renda familiar mensal entre 1 a 3 salários mínimos apresentaram menor ocorrência de perdas fetais espontâneas (OR = 0,71; IC 95%: 0,57 - 0,90). Por outro lado, mulheres com mais de um parceiro no último ano (OR = 3,45; IC 95%: 2,35 - 5,06) e aquelas com idade de início da primeira relação sexual abaixo dos 16 anos (OR = 1,56: IC 95%: 1,02 - 2,37), tiveram maior ocorrência de abortos não espontâneos.

Tabela 3
Associação entre relato de perdas fetais e características selecionadas de puérperas atendidas em maternidades de referência cadastradas pelo Programa Nacional de DST/AIDS, segundo relato de perdas fetais: Análise multivariada1. Brasil, 1999-2000.

• ¹
  Regressão logística multinomial, comparando separadamente cada grupo de perdas fetais com o grupo de puérperas sem perdas fetais * significativo a p < 0,05 ** significativo a p < 0,01 *** significativo a p < 0,001

Discussão

Este estudo avaliou a prevalência e os fatores associados às perdas de gravidezes, espontâneas e voluntárias, comparativamente às mulheres com gravidez anterior, mas sem perdas prévias. A base de dados utilizada foi de um estudo representativo para 24 Estados brasileiros, entre puérperas atendidas em maternidades públicas ou conveniadas com o Ministério da Saúde, no ano de 2000^20-22. O estudo principal revelou, entre estas puérperas, a alta prevalência de positividade para sífilis, a alta proporção de puérperas sem pré-natal, a alta proporção de puérperas que fizeram pré-natal e deixaram de realizar VDRL e/ou anti-HIV, indicando para aquele momento importantes fragilidades no programa nacional de controle de sífilis congênita no país e a vulnerabilidade dessas mulheres a vários desfechos de saúde. Ressalta-se o motivo da internação a condição de natimorto do feto da gestação como um dos fatores fortemente associados com a positividade para sífilis, e a alta proporção de relato de perdas fetais anteriores (23%) à gestação atual^20-22.

Na presente análise, na qual foram incluídas somente gestantes com pelo menos uma gravidez anterior àquela que foi motivo da internação, não tendo sido considerado o desfecho da gravidez atual, encontrou-se uma prevalência de 9,5% de pelo menos uma perda fetal voluntária entre as 1.831 puérperas estudadas. As prevalências em estudos brasileiros que avaliaram aborto provocado variaram de 4,5% em uma favela em um município em São Paulo em 2008²⁴ a 16,9% na cidade do Rio de Janeiro em meados dos anos de 1980²⁵. Valores tão discrepantes em termos de prevalência podem ser explicados por particularidades na metodologia e coleta de dados, bem como a fatores sociais e culturais de cada local pesquisado²⁴. Chama a atenção o alto número de perdas fetais por mulher, chegando a seis perdas, com média de 1,64 e mediana igual a 2. Ademais, aproximadamente um terço (31%) das perdas foram voluntárias.

No que se refere ao método de análise, foi utilizado um modelo de resposta que comportou mais de dois desfechos. A regressão logística politômica permitiu observar o desfecho em suas três categorias originais, o que possibilitou comparar os resultados obtidos para perdas espontâneas com os resultados obtidos para perdas voluntárias. Chama a atenção o efeito inequívoco do pré-natal para ambos os desfechos, além da história de outras DST diferentes de sífilis como fatores associados à maior ocorrência de perdas fetais (espontâneas ou voluntárias). No caso da perda voluntária, fatores sociodemográficos, como idade entre 18 e 23 anos e raça/cor diferente de branca, bem como variáveis relativas à trajetória sexual e reprodutiva (idade de iniciação mais precoce, não ter filhos vivos, ter mais de um parceiro), permaneceram associadas ao desfecho no modelo final.

Uma menor idade à iniciação sexual esteve associada negativamente ao relato de perda voluntária, indicando que o avançar da idade está relacionado ao aumento do tempo de atividade sexual, com maior exposição à gravidez e à possibilidade de sua interrupção voluntária. Ademais, o resultado indicando que a idade da primeira relação heterossexual, inferior a 16 anos, é positiva e significativamente associada à ocorrência de perda também é coerente e indica aumento do tempo de exposição à gravidez.

Ter algum filho vivo esteve independentemente associado à ocorrência de perda espontânea e de perda voluntária, indicando que a parturição igual a zero aumenta a ocorrência de ambos os desfechos. Isso pode significar que mulheres sem filhos vivos podem ter tido dificuldades de ter filhos anteriormente - resultando em risco de perda espontânea prévia, conforme observado em estudo no Brasil²⁶.

O fato de a variável raça/cor não branca ter se mantido no modelo final pode indicar uma questão ligada à maior vulnerabilidade das mulheres não brancas a uma gravidez indesejada. Mulheres negras são historicamente mais vulneráveis a desfechos indesejados de saúde¹⁴, mormente por sua condição social. Estudo recente usando dados da PNA confirma esse achado desfavorável às mulheres negras¹⁷. No caso da escolaridade, pode-se inferir que mulheres de maior escolaridade supostamente ou teriam maior acesso ao uso correto de misoprostol (o método mais frequente de interrupção de gravidezes no Brasil) ou teriam recursos para se submeterem a procedimentos seguros com menos complicações à saúde em clínicas privadas. De fato, estudos exploratórios revelam que as mulheres no Brasil usam o misoprostol, mas em condições de precariedade^17,27, o que pode não ser o caso das mulheres mais escolarizadas. Finalmente, a variável renda mensal entre 1 a 3 salários mínimos esteve associada de forma independente à menor ocorrência de perda espontânea. Este resultado não parece intuitivo e requer novas investigações.

Este estudo possui limitações de várias ordens. Não foi possível utilizar um maior número de variáveis, pois as informações faltantes em algumas delas poderiam inviabilizar a análise, devido à exclusão de um grande número de casos. As exclusões, se fossem diferenciais por categorias do desfecho, também poderiam levar a análises com vieses. Mas, talvez, o mais importante seja a não informação do evento "perda voluntária", levando à subestimação dos resultados para este desfecho. Segundo alguns autores, uma parcela das mulheres classificadas como tendo tido perdas espontâneas pode ter declarado a informação voluntária como espontânea, conforme já observado em estudo no Brasil²⁸. Se isso ocorreu no caso do presente estudo, algumas associações encontradas para a ocorrência de perda espontânea estariam superestimadas e haveria, novamente, subestimação das associações encontradas para a perda voluntária. Ademais, há ainda que se mencionar que o estudo em questão não foi desenhado especificamente com o propósito de se investigar perdas, o que pode levar a algumas imprecisões em variáveis chave para estes desfechos. Finalmente , trata-se de estudo transversal, onde a relação de causa e efeito não pôde ser estabelecida.

Apesar de o estudo ter sido conduzido em 2000, seus resultados têm importância relevante, pois, nos últimos dez anos, o cenário do aborto provocado no Brasil pouco mudou¹². A queda da incidência de abortos provocados no Brasil passou de 4 para cada 10 nascidos em 1992, para em torno de 3 para cada 100 nascidos vivos no ano de 1995, porcentagem esta que se manteve estável até o ano de 2005¹² . O presente estudo indicou que as mulheres com perdas voluntárias eram não brancas, usaram menos o pré-natal na gravidez de referência e tiveram maior relato de ocorrência de DST, indicando a possibilidade de menor acesso a serviços de saúde e de contracepção. Neste caso, infere-se que muitos destes abortos podem ter sido feitos em condições inseguras. Abortos inseguros são preveníveis e as formas de prevenção são conhecidas: ampla provisão de informação sobre contraceptivos, aconselhamento, e outros serviços focalizados especialmente para pacientes que já passaram pela experiência do aborto²⁹. Estes serviços são importantes mecanismos para reduzir as taxas de abortamentos subsequentes, tanto seguros e quanto inseguros²⁹.

Há evidências de que vários países flexibilizaram as leis restritivas de aborto⁸; contudo, para que haja segurança na prática do abortamento, é preciso mais do que a mera legalização. É preciso que haja disseminação do conhecimento sobre as novas leis menos restritivas, a elaboração de linhas-guia para a provisão adequada dos serviços e o desejo dos profissionais de saúde de obterem treinamento específico para provimento deste serviço⁸. No Brasil, portanto, ainda sem leis flexibilizando a prática, há um longo caminho a percorrer no sentido de reduzir o risco de abortos inseguros para as mulheres. Assim, ações que devem ser tomadas de forma imediata em serviços públicos de saúde necessitam ser pautadas na melhoria dos serviços de planejamento familiar e aconselhamento sobre o uso efetivo de métodos contraceptivos.

Referências

• ¹
  Diniz D, Medeiros M. Aborto no Brasil: uma pesquisa domiciliar com técnica de urna. Ciênc Saude Colet 2010; 15(S1): 959-66.
• ²
  Departamento de Ciência e Tecnologia, Secretaria de Ciência, Tecnologia e Insumos Estratégicos. 20 anos de pesquisas sobre aborto no Brasil. Brasília: Ministério da Saúde; 2009. (Série B, Textos Básicos de Saúde)
• ³
  Silva RS. O uso da técnica de resposta ao azar (TRA) na caracterização do aborto ilegal. Rev Bras Estud Popul 1993; 10(1/2): 41-56.
• ⁴
  Olinto MT, Moreira-Filho DC. Estimativa de aborto induzido: comparação entre duas metodologias. Rev Panam Salud Publica 2004; 15(5): 331-6.
• ⁵
  Grimes, DA, Benson, J, Singh S, Romero M, Ganatra B, Okonofua, FE et al. Unsafe abortion: the preventable pandemic. Lancet 2006; 368(9550): 1908-19.
• ⁶
  Decreto-Lei nº 2.848 de 7 dezembro de 1940. Código Penal. Diário Oficial da União de 31 de dezembro de 1949.
• ⁷
  Domingos SRF, Merigh MAB. O aborto como causa de mortalidade materna: um pensar para o cuidado de enfermagem. Esc Anna Nery Rev Enferm 2010; 14(1): 177-81.
• ⁸
  Sedgh G, Singh S, Shah IH, Âhman E, Henshaw SK, Bankole A. Induced abortion: incidence and trends worldwide from 1995 to 2008. Lancet 2012; 379(9816): 625-32.
• ⁹
  Mesce D, Sines E. Unsafe abortion: facts & figures. Washington. DC: Population Reference Bureau; 2006.
• ¹⁰
  Khan KS, Wojdyla D, Say L, Gülmezoglu AM, Van Look PF. WHO Analysis of causes of maternal death: a systematic review. Lancet 2006; 367(9516): 1066-74.
• ¹¹
  Ahman E, Shah I. Unsafe Abortion: Worldwide Estimates for 2000 Reprod Health Matters 2002; 10(19): 13-17.
• ¹²
  Monteiro 12 - MFG, Adesse L. Estimativas de aborto induzido no. 11. Brasil e Grandes Regiões (1992-2005) [Internet] . Anais do 15º Encontro Nacional de Estudos Populacionais, ABEP; 18-22 de setembro de; Caxambu, Brasil [citado em 29 de agosto de 2012 ]. Disponível em: http://www.ipas.org.br/arquivos/ml2006.pdf [Acessado em 20 de agosto de 2012 ]
  » http://www.ipas.org.br/arquivos/ml2006.pdf
• ¹³
  Silva RS. O impacto do aborto ilegal na saúde reprodutiva: sugestões para melhorar a qualidade do dado básico e viabilizar essa análise. Saúde Soc 1997; 6(1): 53-75.
• ¹⁴
  Martins AL. Mortalidade materna de mulheres negras. Cad Saúde Pública 2006; 22(1): 2473-9.
• ¹⁵
  Olinto MT, Moreira-Filho DC. Fatores de risco e preditores do aborto induzido: estudo de base populacional. Cad Saúde Pública 2006; 22(2): 365-75.
• ¹⁶
  Menezes G, Aquino EML. Pesquisa sobre o aborto no Brasil: avanços e desafios para o campo da saúde coletiva. Cad Saúde Pública 2009; 25(S2): 193-204.
• ¹⁷
  Diniz D, Medeiros M. Itinerários e métodos do aborto ilegal em cinco capitais brasileiras. Cien Saude Coletiva 2012; 17(7): 1671-81.
• ¹⁸
  Vieira LM, Goldberg TBL, Saes SO, Dória AAB. Abortamento na adolescência: um estudo epidemiológico. Cien Saude Coletiva 2007; 12(5): 1201-08.
• ¹⁹
  Vieira EM. A questão do aborto no Brasil (Editorial). Rev Bras Ginecol Obstet 2010; 32(3): 103-4.
• ²⁰
  Guimarães MDC. Estudo de soroprevalência de sífilis entre puérperas: um estudo multicêntrico nacional [Relatório técnico final]. Brasília: Ministério da Saúde; 2000.
• ²¹
  Rodrigues CS, Guimarães, MDC. Positividade para sífilis em puérperas: ainda um desafio para o Brasil . Rev Panam Salud Publica 2004; 16(3): 168-75.
• ²²
  Rodrigues CS, Guimarães MDC, Cesar CC. Missed opportunities for congenital syphilis and HIV perinatal transmission prevention. Rev. Saúde Pública 2008; 42(5): 851-8.
• ²³
  Hosmer DW, Lemeshow S. Applied Logistic Regression: New York: John Wiley and Sons; 2000.
• ²⁴
  Santos TF, Andreoni S, Silva, RS. Prevalência e características de mulheres com aborto provocado - Favela México 70, São Vicente - São Paulo. Rev Bras Epidemiol 2012; 15(1): 123-33.
• ²⁵
  Martins IR, Costa SH, Freitas SRS, Pinto CS. Aborto induzido em mulheres de baixa renda: dimensão de um problema. Cad Saúde Pública 1991; 7: 251-66.
• ²⁶
  Machado CJ. Impact of maternal age on birth outcomes: a population-based study of primiparous Brazilian women in the city of São Paulo. J Biosoc Sci 2006; 38(4): 523-35.
• ²⁷
  Arilha, MM. Misoprostol: pathways, mediation and social networks for access to abortion using medication in the context of illegality in the State of Sao Paulo. Cien Saude Coletiva 2012; 17(7): 1785-94.
• ²⁸
  Osis MJD, Hardy E, Faúndes A, Rodrigues T. Dificuldades para obter informações de mulheres sobre aborto ilegal. Rev Saúde Pública 1996; 30(5): 444-51.
• ²⁹
  Singh S. Hospital admissions resulting from unsafe abortion: estimates from 13 developing countries. Lancet 2006; 368: 1887-92.

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  Mar 2013

Histórico

• Recebido
  13 Dez 2011
• Revisado
  31 Out 2012
• Aceito
  08 Set 2012