Prevalência dos indicadores de risco para perda auditiva nos resultados 'falha' da triagem auditiva neonatal

Resumos

PURPOSE:

to establish which risk index for hearing loss shows the highest prevalence of 'failure' in newborn hearing screening.

METHODS:

using a retrospective analysis of medical records involving 702 infants undergoing neonatal hearing screening in the Audiology Clinic of the Federal University of Bahia in the period 2007-2011, the chi-square test was carried out for the hypothesis of no association between the risk indices and 'failure' of the newborn hearing screening.

RESULTS:

in relation to the infants studied, 352 (50.29%) were male and 348 patients (49.71%) were females, two had no references as to their gender. Most babies were between one to three months of age and 45.40% of babies were born prematurely. It was found that infants showed the following risk indices: 28.83% had hyperbilirubinemia; 22.54% had a history of congenital infection; 15.06% were born weighing less than 1,500 grams; 8.21% had Apgar scores of 0-4 in the 1^st minute; 5.07% had Apgar scores 0-6 in the 5^th minute; 9.09% received artificial respiration; 4.09% had syndromes associated with hearing loss and only 1 (0.84%) infant had bacterial meningitis. Among these infants, 92.45% had no family history of hearing impairment and 97.09% had no craniofacial malformation.

CONCLUSION:

there were associations between five risk indices and 'failure' in neonatal hearing screening. Risk indices showed the following decreasing order of prevalence: Apgar score 0-4 in the 1^st minute; craniofacial malformations; syndromes associated with hearing loss; Apgar score 0-6 in the 5^th minutes; artificial respiration.

Risk Index; Hearing Loss; Neonatal Screening

Introdução

A perda auditiva é a deficiência congênita mais frequente dentre aquelas rotineiramente triadas em programas de saúde preventivos¹. Aproximadamente um a três por 1.000 recém-nascidos (RN) apresenta perda auditiva neonatal. Quando os bebês são provenientes de unidades de Terapia Intensiva (UTI), a presença de perda auditiva neonatal aumenta para dois a cinco em 100 RNs ^{2 - 12}. Vale ressaltar que o diagnóstico precoce da deficiência auditiva em crianças é altamente desejável, preferencialmente nos primeiros seis meses de vida, visto que as deficiências auditivas podem levar, em longo prazo, a alterações irreversíveis do processo de aquisição de linguagem e das habilidades cognitivas^{4 , 13 - 19}.

Entre os recém-nascidos, 7 a 12% possuem pelo menos um indicador de risco para deficiência auditiva⁴. O Joint Committee on Infant Hearing (JCIH), desde 1972, tem recomendado a utilização de indicadores específicos de riscos associados à perda auditiva em recém-nascidos e crianças. Esses indicadores de risco têm sido aplicados nos Estados Unidos e em outros países com dois propósitos: identificar crianças que têm prioridade de serem submetidas à avaliação audiológica e identificar crianças que devem receber acompanhamento audiológico, assim como monitoramento médico após a triagem neonatal. Com isso, visa-se identificar crianças com possibilidades de aparecimento tardio de perda auditiva e/ou a progressão da perda auditiva já existente desde o nascimento, para que estas crianças sejam adequadamente tratadas⁵.

Em 2007, o JCIH identificou a questão de início tardio da perda auditiva e definiu os indicadores de risco que determinam um acompanhamento audiológico durante os primeiros anos de vida^{20 , 21}. São eles: história familiar de deficiência auditiva congênita; infecção congênita (TORCHS - toxoplasmose, rubéola, citomegalovírus, herpes, sífilis); malformações craniofaciais (anomalias de pavilhão auricular, meato acústico externo, ausência de filtro nasal, implantação baixa da raiz do cabelo); peso ao nascimento inferior a 1.500g; hiperbilirrubinemia (níveis séricos indicativos de exsanguíneotransfusão); medicação ototóxica por mais de cinco dias (aminoglicosídeos ou outros, associados ou não aos diuréticos de alça); meningite bacteriana; boletim Apgar de 0 a 4 no 1º minuto ou 0 a 6 no 5º minuto; ventilação mecânica por período mínimo de cinco dias; sinais ou síndromes associadas à deficiência auditiva condutiva ou sensorioneural^{1 , 9 , 17 , 21 , 22}.

A partir de análise retrospectiva de lactentes submetidos à triagem auditiva neonatal, o presente estudo objetivou estabelecer qual indicador de risco para perda auditiva apresenta maior prevalência de resultados 'falha' da Triagem Auditiva Neonatal.

Métodos

O presente estudo foi analisado e aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa do CEFAC/São Paulo sob protocolo nº 004/12.

Trata-se de um estudo retrospectivo e documental.

Casuística

Prontuários de lactentes atendidos no Ambulatório de Triagem Auditiva Neonatal, no Serviço de Audiologia da Universidade Federal da Bahia.

Tamanho da Amostra

A amostra foi constituída por 702 prontuários de lactentes atendidos no ambulatório de Triagem Auditiva Neonatal da Universidade Federal da Bahia. Foi realizada uma análise dos prontuários/formulários de todos os lactentes avaliados no período de 2007 a 2011.

Critérios de Inclusão

Foram considerados os prontuários que apresentassem as seguintes condições:

• Registro da triagem auditiva neonatal (teste e/ou reteste);

• Registro de triagem realizado com as Emissões Otoacústica Evocadas, tanto por Transientes, quanto por Produto de Distorção;

• Presença de indicadores de risco para perda auditiva utilizados pelo Joint Comittee on Infant Hearing ²³.

Critérios de Exclusão

• Prontuários anteriores a 2007 e posteriores a 2011;

• Prontuários sem o Termo de Consentimento Livre e Esclarecido assinado.

Coleta de Dados

Foram consultados os formulários de entrevista padronizada aplicados ao responsável do lactente com o propósito de obter dados sociodemográficos e indicadores de risco para deficiência auditiva dos RNs. A partir dos prontuários dos RNs, foram obtidos os registros dos resultados das pesquisas das emissões otoacústicas evocadas (EOAE). No caso de necessidade de retorno para reavaliação, foi considerado o resultado dos exames realizados na última avaliação. Esse estudo não fez uso do formulário de consentimento livre e esclarecido, uma vez que este já fazia parte da rotina dos atendimentos do ambulatório.

Análise Estatística

Para a análise dos dados foram construídas tabelas de contingência bidimensionais com objetivo de quantificar o risco relativo inerente aos indicadores em estudo sobre a observação de falha no teste auditivo. Foi aplicado o teste de qui-quadrado para a hipótese de ausência de associação entre o indicador e a falha no teste com nível de significância de 5% e, na oportunidade, também foi calculado o risco relativo com os respectivos intervalos de confiança (95%). Os cálculos foram efetuados por meio do procedimento FREQ do sistema SAS (SAS Institute Inc. The SAS System, release 9.2. SAS Institute Inc., Cary:NC. 2008).

Resultados

Foram consultados os prontuários/formulários de 702 lactentes atendidos no período de 2007 a 2011 no Serviço de Fonoaudiologia da Universidade Federal da Bahia. A Tabela 1 sumariza as principais características sócio-demográficas da população desse estudo. Desses lactentes, 352 (50,29%) foram do sexo masculino e 348 (49,71%) do sexo feminino, dois não tinham referências quanto ao gênero. A maioria dos bebês tinha idade entre um a três meses de vida e 45,40% dos bebês nasceram prematuros.

Tabela 1:
Características sócio-demográficas dos participantes do estudo

Entre os indicadores de risco 28,83% tinham hiperbilirrubinemia, 22,54% tinham história de infecção congênita, 15,06% nasceram com peso inferior a 1.500g, 8,21% tiveram boletim Apgar de 0 a 4 no 1º minuto, 5,07% apresentaram boletim Apgar de 0 a 6 no 5º minuto, 9,09% receberam ventilação mecânica, 4,09% tinham síndromes associadas à perda auditiva e apenas 1 (0,84%) lactente teve meningite bacteriana. Entre esses lactentes, 92,45% não tinham histórico familiar de deficiência auditiva e 97,09% não apresentavam malformação craniofacial (Tabela 2).

Tabela 2:
Distribuição da população segundo os indicadores de risco pré-natal, peri-natal e pós-natal para perda auditiva (JCIH, 2007)

Dos 678 lactentes encaminhados para realização da TAN, 599 (89,67%) passaram na orelha direita e 69 (10,33%) foram encaminhadas para o reteste, 600 (90,09%) passaram na orelha esquerda e 66 (9,91%) foram encaminhados para o reteste. Os lactentes encaminhados para reteste apresentaram falha na orelha direita em 17 (31,48%) dos casos e na orelha esquerda 13 (25,49%).

Não foram encontradas associações entre histórico familiar e infecções congênitas (TORCHS) e 'falha' na TAN. Entretanto, na análise da malformação craniofacial, observou-se associação entre a ocorrência deste indicador de risco e a 'falha' na TAN. O risco relativo de ocorrência de falha no teste quando ocorre malformação craniofacial foi 1,67 vezes maior que o grupo sem malformação (Tabela 3).

Tabela 3:
Descrição da falha na Triagem Auditiva Neonatal associada ao indicador de risco malformação craniofacial (n=656)

• Frequência e porcentagem de ocorrência ou não de falha no teste de acordo com o indicador de risco; risco relativo e valor-p do teste de qui-quadrado para hipótese de ausência de associação.

Quanto ao indicador peso ao nascimento inferior a 1.500g, constatou-se uma proporção de falhas de 5,32%. Este percentual foi semelhante àquele apresentado pelo grupo com peso superior a 1.500g (6,88%), (p>0,05).

Na TAN, a proporção de falhas no teste do grupo com hiperbilirrubinemia (8,38%) foi superior àquela apresentada pelo grupo sem hiperbilirrubinemia (6,35%). Todavia, o teste de qui-quadrado, não detectou diferença entre os comportamentos desses grupos (p: 0,3633).

Observou-se associação entre a ocorrência do Apgar de 0 a 4 no 1º minuto e de 0 a 6 no 5º minuto com a 'falha' na TAN (p<0,01). O risco relativo de ocorrência de falha no teste envolvendo Apgar de 0 a 4 no 1º minuto foi 1,76 vezes maior que aquele encontrado no grupo com Apgar dentro da normalidade. Em relação ao Apgar de 0 a 6 no 5º minuto, constatou-se que o referido risco foi de 1,45 vezes (Tabela 4).

Tabela 4:
Descrição da falha na Triagem Auditiva Neonatal associada ao indicador de risco Apgar 0 a 4 no 1º minuto (n=123) e Apgar 0 a 6 no 5º minuto (n=127)

Houve associação entre o uso de ventilação mecânica com a 'falha' na TAN (p=0,03). Os pacientes submetidos à ventilação mecânica apresentaram risco relativo de ocorrência de falha no teste 1,17 vezes maior que aqueles no grupo sem essa ventilação. A observação das proporções evidencia que a ocorrência de falha no teste é mais recorrente (18,18%) no grupo exposto à ventilação mecânica que no grupo sem este indicador de risco. Neste último verificou-se a ocorrência de apenas 3,74% de falha no teste.

Verificou-se também a associação entre as síndromes relacionadas à deficiência auditiva com a 'falha' na triagem (p<0,01). Neste caso, o risco relativo de ocorrência de falha foi 1,47 vezes maior que aquele encontrado no grupo sem as síndromes. Os limites do intervalo de confiança não incorporaram o valor 1,00, o que indica que essas síndromes podem ser um indicador de risco efetivo. A comparação das proporções evidencia que a ocorrência de falha no teste é muito mais recorrente (36,00%) no grupo com síndrome que no grupo sem este indicador de risco, uma vez que neste se verifica apenas 5,73% das ocorrências de 'falha' na TAN.

Discussão

Das triagens realizadas no presente estudo, 89,69% na orelha direita e 90,09% na orelha esquerda tiveram como resultado 'passa' na primeira etapa da triagem. Este índice de cobertura está de acordo com os 95% recomendados para considerar um Programa de Triagem Auditiva Neonatal efetivo^{17 , 23}. O índice de 'falha' na TAN (10%) em neonatos com e sem indicadores de riscos para a deficiência audi tiva está adequado às recomendações do Joint Committee on Infant Hearing em 2007, que sugere que as falhas na primeira etapa não ultrapassem 10%²¹.

Os indicadores de riscos mais frequentes observados foram hiperbilirrubinemia, infecção congênita, boletim de Apgar de 0 a 4 no 1º minuto, peso ao nascimento inferior a 1.500g, permanência em UTI, uso de ototóxicos, ventilação mecânica e ocorrência de antecedentes familiares para a perda auditiva, estes foram similares àqueles mais frequentemente encontrados na literatura^{4 , 5 , 13 , 24 - 27}.

A história familiar de deficiência auditiva, apesar de não ter evidenciado associação estatisticamente significante com o resultado 'falha' na triagem, é um indicador de risco que pode interferir no resultado da triagem^{13 , 15}. As crianças com história familiar positiva para deficiência auditiva na infância devem ser consideradas de risco para a perda progressiva e/ou tardia²⁵.

No presente estudo não foi encontrado associação estatisticamente significante entre as infecções congênitas (TORCHS) com as falhas na TAN^{5 , 16 , 27}. Entretanto, não se deve desconsiderar a existência de associação entre este indicador de risco com a perda auditiva, pois o valor-p está muito próximo do limite de aceitação^{8 , 25}. Além disso, já está bem estabelecida na literatura a associação entre algumas infecções congênitas e perda auditiva²².

Este estudo revelou uma associação estatisticamente significante entre a falha na TAN e o indicador de risco malformação craniofacial. Essa associação também foi descrita por Onoda et al., 2011²⁵; Korres et al., 2005²⁶; Kiatchoosakun et al., 2012²⁷, que observaram que a malformação craniofacial é um dos riscos associados às alterações auditivas. Além disso, o risco relativo de ocorrência de falha no teste, quando ocorre malformação craniofacial, é 1,67 vezes maior que no grupo sem malformação.

No presente estudo, a proporção de falhas no teste do grupo com peso inferior a 1,500g (5,32%) foi muito próxima à de falhas no teste do grupo que não apresentava baixo peso (6,88%). Portanto, não houve associação estatisticamente significante entre o peso ao nascimento inferior a 1.500g com a falha na TAN, o que é compatível com os achados de Botelho et al., 2010⁸. Porém, essa ausência de associação contraria os resultados encontrados por Tiensoli et al. (2007) ⁵; Griz et al. (2010) ¹⁶; Onoda et al. (2011) ²⁵, que revelaram que as crianças que tinham peso ao nascimento inferior a 1.500g apresentaram alteração da audição.

A análise dos resultados envolvendo a associação da hiperbilirrubinemia com a falha na TAN não foram estatisticamente significantes, o que corrobora com os achados observados por Griz et al., 2010¹⁶. Porém, a análise dos referidos resultados diverge de outros estudos da literatura^{5 , 8 , 25}. Estes estudos referem que a hiperbilirrubinemia é condição tóxica às vias auditivas, ao sistema nervoso central, podendo causar sequelas como surdez, neuropatia auditiva e encefalopatia. Portanto, tendo em vista que níveis elevados de bilirrubina podem levar a alterações auditivas, é importante a identificação dos neonatos e lactentes acometidos o mais precocemente possível. Tal identificação visa fazer com que essas crianças passem por uma bateria de testes audiológicos e eletrofisiológicos com o objetivo de oferecer-lhes diagnósticos precisos, possibilitando rápidas e adequadas intervenções¹⁶.

O boletim de Apgar de 0 a 4 no 1º minuto e de 0 a 6 no 5º minuto associados à falha na TAN foram estatisticamente significantes. Para bebês que apresentaram boletim de Apgar de 0 a 4 no 1º minuto, constatou-se a existência de risco 1,76 vezes maior de terem falha na TAN, quando comparados com os bebês com Apgar dentro da normalidade. Verificou-se também que esse risco foi 1,45 vezes maior no boletim de Apgar de 0 a 6 no 5º minuto, quando comparado com o grupo com Apgar dentro da normalidade. Esses achados corroboram os encontrados por Tiensoli et al., 2007⁵; Kiatchoosakun et al., 2012²⁷, que apontam que baixos índices de Apgar podem constituir risco de alterações auditivas.

Neste estudo, constatou-se também a existência de associação estatisticamente significante da ventilação mecânica com a falha na TAN e que estes achados estão de acordo com os dados encontrados na literatura^{5 , 16 , 26 , 27}.

O presente estudo permitiu identificar uma relação estatisticamente significante do indicador de risco síndromes associada a perdas auditivas com a falha na triagem, o que está em consonância com os achados de Pereira et al., 2007¹⁹.

Observou-se que os profissionais da saúde não registraram os dados dos pacientes relacionados à permanência na UTI neonatal e uso de medicação ototóxicas de forma adequada nos prontuários. Muito embora tenha havido falhas nesses registros, constatou-se que as análises dos dados válidos encontrados foram condizentes com os achados da literatura. Nestes, as análises demonstram que a permanência em UTI e a utilização de fármacos ototóxicos podem determinar perda auditiva irreversível^{10 , 13 , 16 , 20 , 21}.

Conclusão

Com base nos resultados obtidos no presente estudo, pode-se concluir que, dentre os indicadores de risco pesquisados, houve associação entre cinco desses indicadores e a 'falha' na triagem auditiva neonatal. Nessa associação, os indicadores de risco apresentaram a seguinte ordem decrescente de prevalência:

• Boletim de Apgar de 0 a 4 no 1º minuto;

• Malformações craniofaciais;

• Síndrome associadas a perdas auditivas;

• Boletim de Apgar de 0 a 6 no 5º minuto;

• Ventilação mecânica.

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Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  May-Jun 2015

Histórico

• Recebido
  19 Fev 2014
• Aceito
  14 Nov 2014