FUNDAÇÃO OSWALDO CRUZ
CENTRO DE PESQUISAS AGGEU MAGALHÃES
Mestrado em Saúde Pública
Lívia Teixeira de Souza Maia
DIFERENCIAIS NOS FATORES DE RISCO PARA
MORTALIDADE INFANTIL NO BRASIL:
Um estudo de Caso-Controle com base no SIM e no Sinasc
RECIFE
2010
2
LIVIA TEIXEIRA DE SOUZA MAIA
DIFERENCIAIS NOS FATORES DE RISCO PARA MORTALIDADE INFANTIL NO
BRASIL: Um estudo de Caso-Controle com base no SIM e no Sinasc
Dissertação apresentada ao Curso de Mestrado em Saúde Pública do Centro de Pesquisas Aggeu Magalhães, Fundação Oswaldo Cruz para obtenção do grau de Mestre em Ciências.
ORIENTADOR:
Prof. Dr. Wayner Vieira de Souza
Recife
2010
3
Catalogação na fonte: Biblioteca do Centro de Pesquisas Aggeu Magalhães
M217d
Maia, Lívia Teixeira de Souza.
Diferenciais nos fatores de risco para mortalidade infantil no Brasil: um estudo de caso-controle com base no SIM e no SINASC/ Lívia Teixeira de Souza Maia. — Recife: L. T. S. Maia, 2010.
194 f.: il. Dissertação (Mestrado em Saúde Pública) – Centro de Pesquisas
Aggeu Magalhães, Fundação Oswaldo Cruz. Orientador: Wayner Vieira de Souza. 1. Mortalidade infantil. 2. Fatores de risco. 3. Iniqüidade social.
4. Estudos de casos e controles. I. Souza, Wayner Vieira de. II. Título.
CDU 613.9
4
LIVIA TEIXEIRA DE SOUZA MAIA
DIFERENCIAIS NOS FATORES DE RISCO PARA MORTALIDADE INFANTIL NO
BRASIL: Um estudo de Caso-Controle com base no SIM e no Sinasc
Dissertação apresentada ao Curso de Mestrado em Saúde Pública do Centro de Pesquisas Aggeu Magalhães, Fundação Oswaldo Cruz para obtenção do grau de Mestre em Ciências.
Aprovado em: 31 de março de 2009.
Banca Examinadora
________________________________________________
Dr. Wayner Vieira de Souza (Orientador)
Centro de Pesquisas Aggeu Magalhães – FIOCRUZ
________________________________________________
Dra. Cynhia Braga (Titular Interno)
Centro de Pesquisas Aggeu Magalhães – FIOCRUZ
________________________________________________
Dra. Maria José Bezerra Guimarães (Titular Externo)
Secretaria Estadual de Saúde de Pernambuco – SES/PE
5
Ao meu esposo Sergio, pelo amor e
cuidado incondicionais, pelo respeito e
compreensão de horas e dias furtados
de companhia para a concretização
deste trabalho.
6
AGRADECIMENTOS
A Deus pela dádiva da vida de uma vida plena.
Ao meu esposo, Sérgio, por partilhar de meus sonhos, por seu amor e cuidado
incomensuráveis.
A meus pais, minha base. A eles minha gratidão por tudo que sou.
A minha irmã e amiga Lizandra, pela solidariedade e carinho e por sua preciosa ajuda
na revisão deste trabalho.
Ao meu orientador, Wayner Viera de Souza, por ter me aceito como orientanda, pela
competência e pelo valioso aprendizado durante todo o processo de construção desse trabalho,
transformando os desafios encontrados em questões “de uma simplicidade irritante”.
A Antônio Mendes pelo acolhimento no grupo de pesquisa, pela confiança e apoio tão
importantes desde o processo de seleção do mestrado.
Ao grupo de pesquisa do LABSIS, Domício, Luiz Cláudio e Mazé, pela convivência,
solidariedade e aprendizado.
Às minhas amigas Gabriella e Renata, companheiras de tantas jornadas.
Ao corpo docente e funcional do Departamento de Saúde Coletiva do Centro de
Pesquisas Aggeu Magalhães.
Aos colegas do mestrado pelo respeito e amizade construída ao longo de dois anos de
convivência.
Finalmente, agradeço a todos que direta ou indiretamente contribuíram para a
conclusão deste trabalho. Meus sinceros agradecimentos!
7
“...Um país que crianças elimina
Que não ouve o clamor dos esquecidos
Onde nunca os humildes são ouvidos
E uma elite sem Deus é quem domina
Que permite um estupro em cada esquina
E a certeza da dúvida infeliz
Onde quem tem razão baixa a cerviz
E massacram-se o negro e a mulher
Pode ser o país de quem quiser
Mas não é, com certeza, o meu país
Um país onde as leis são descartáveis
Por ausência de códigos corretos
Com quarenta milhões de analfabetos
E maior multidão de miseráveis
Um país onde os homens confiáveis
Não têm voz, não têm vez, nem diretriz
Mas corruptos têm voz e vez e bis
E o respaldo de estímulo incomum
Pode ser o país de qualquer um
Mas não é com certeza o meu país
Um país que seus índios discrimina
E as ciências e as artes não respeita
Um país que ainda morre de maleita
Por atraso geral da medicina
Um país onde escola não ensina
E hospital não dispõe de raio - x
Onde a gente dos morros é feliz
Se tem água de chuva e luz do sol
Pode ser o país do futebol
Mas não é com certeza o meu país
Um país que é doente e não se cura
Quer ficar sempre no terceiro mundo
Que do poço fatal chegou ao fundo
Sem saber emergir da noite escura
Um país que engoliu a compostura
Atendendo a políticos sutis
Que dividem o Brasil em mil Brasis
Pra melhor assaltar de ponta a ponta
Pode ser o país do faz-de-conta
Mas não é com certeza o meu país...”
(Livardo Alves - Orlando Tejo - Gilvan Chaves)
8
RESUMO
MAIA, L. T. S. Diferenciais nos fatores de risco para a mortalidade infantil no Brasil: um estudo de caso-controle com base no SIM e no Sinasc. 2010. Dissertação (Mestrado em Saúde Pública). Centro de Pesquisas Aggeu Magalhães, Fundação Oswaldo Cruz, Recife, 2009.
O óbito infantil como ocorrência “evitável” por serviços de saúde eficazes, constitui-se em um “evento sentinela” da qualidade da atenção à saúde, sendo o monitoramento da mortalidade infantil e de seus fatores de riscos, essencial para identificar possíveis impactos de mudanças sociais e econômicas e dos avanços, e eventuais retrocessos, da cobertura e da qualidade dos serviços de saúde. Nesse sentido, o presente estudo teve como objetivo identificar diferenciais entre os fatores de risco associados à mortalidade infantil em cinco cidades de cada uma das macrorregiões brasileiras, com base nas informações oriundas do SIM e do Sinasc. Para tanto foi realizado um estudo descritivo da mortalidade infantil no país e nas cinco cidades selecionadas e um estudo caso-controle no qual foram considerados como casos os óbitos de menores de um ano registrados no SIM e como controles os nascidos vivos que não foram a óbito registrados no Sinasc. As duas bases de dados (SIM e Sinasc) foram relacionadas através do linkage em duas etapas (linkage determinístico e probabilístico). Para o estudo dos fatores de risco foram utilizadas as análises univariada e multivariada, essa última adotando-se os modelos hierarquizados. Os resultados apontam para uma importante redução da mortalidade infantil no Brasil, com predomínio do componente neonatal e das afecções perinatais e as malformações congênitas como principais causas básicas dos óbitos. Entretanto, constatam-se marcantes desigualdades no perfil da mortalidade infantil, fortemente associadas às condições socioeconômicas e de acesso aos serviços de saúde, constituindo-se em um indicador de iniqüidade. Os principais determinantes da mortalidade infantil para as cinco cidades analisadas foram os fatores socioeconômicos (escolaridade materna, o estado civil da mãe e a natureza do estabelecimento de nascimento da criança), as condições da assistência à gravidez, ao parto e ao recém-nascido (número de consultas de pré-natal e o índice de apgar no 1º e 5º minuto) e fatores biológicos (baixo peso ao nascer, a prematuridade, presença de malformação congênita, número de filhos nascidos mortos e raça/cor). Destacam-se a importância da utilização dos modelos hierarquizados no estudo dos determinantes da mortalidade infantil e a contribuição da técnica de linkage possibilitando resgatar na declaração de nascido vivo as variáveis preditoras da mortalidade infantil, tornando viável a realização de estudos analíticos longitudinais.
Palavras chave: Mortalidade Infantil – Fatores de Risco – Desigualdade – Linkage
9
ABSTRACT
MAIA, L.T.S. Differences in risk factors for infant mortality in Brazil: a case-control study based on the SIM and the Sinasc. 2010. Dissertation (Mastership’s in Health Public). Centro de Pesquisas Aggeu Magalhães, Fundação Oswaldo Cruz, Recife, 2009.
The death occurred as "avoidable" for health services effective, is in a "sentinel event" the quality of health care and the monitoring of child mortality and its risk factors, essential to identify possible impacts of changes and economic and social progress, and any setbacks, coverage and quality of health services. Accordingly, this study aimed to identify differences between the risk factors associated with infant mortality in five cities in each of the Brazilian regions, based on information from the SIM and Sinasc. For this was a descriptive study of infant mortality in the country and in the five selected cities and a case-control study in which cases were considered as the deaths of children a year recorded in the SIM and control births were not registered to Sinasc.As in two databases (and Sinasc SIM) were connected through the linkage in two steps (deterministic and probabilistic linkage). For the study of risk factors were used univariate and multivariate analysis, adopting the latter are hierarchical. The results show a significant reduction in infant mortality in Brazil, with a predominance of the neonatal component and perinatal diseases and congenital malformations as the main causes of deaths. However, there are marked inequalities in child mortality profile strongly associated with socioeconomic conditions and access to health services, being an indicator of inequity. The main determinants of infant mortality for the five cities examined were socioeconomic factors (maternal education, marital status of mother nature and the establishment of child's birth), the conditions of care to pregnancy, birth and the newborn (number of pre-natal consultations and Apgar score at 1 and 5 minutes) and biological factors (low birth weight, the prematurity, presence of congenital malformation, number of children killed and race). Among them the importance of the use of hierarchical models in the study of the determinants of child mortality and the contribution of the technique of linkage allowing rescue live born in the declaration of the predictors of infant mortality, making it feasible to conduct analytical studies longitudinal.
Key words: Infant Mortality - Risk Factors – Inequity - Linkage
10
LISTA DE ILUSTRAÇÕES
Figura 01 Taxa de mortalidade infantil e variação relativa segundo as
Macrorregiões do país. Brasil, 1930 a 1990
23
Figura 02 Distribuição da taxa de mortalidade infantil por mil nascidos vivos,
segundo unidade da federação. Brasil, 2005.
25
Quadro 01 Caracterização das cidades selecionadas quanto à população do
estudo e a cobertura das estatísticas vitais
46
Quadro 02 Estratos e Pontos de corte para categorização dos estabelecimentos
de nascimento.
49
Quadro 03 Categorização das variáveis independentes no modelo hierarquizado
para Mortalidade Infantil
51
Quadro 04 Critérios para classificação da completitude das informações de
nascimentos e óbitos
52
Figura 03 Percentual de campos ignorados nas variáveis relacionadas ao
nascimento e ao óbito infantil registradas no Sistema de Informações
sobre Mortalidade – SIM, nas cinco cidades estudadas. 2005
53
Figura 04 Percentual de campos ignorados nas variáveis relacionadas ao
nascimento e ao óbito infantil registradas no Sistema de Informações
sobre Nascidos Vivos – Sinasc, nas cinco cidades estudadas. 2005
54
Quadro 05 Descrição das variáveis padronizadas para o linkage probabilístico 56
Quadro 06 Configuração dos campos de blocagem para cada passo do Linkage
probabilístico
58
Quadro 07 Configuração inicial dos campos de comparação na rotina de
relacionamento na etapa do linkage probabilístico
58
Quadro 08 Configuração final dos campos de comparação na rotina de
relacionamento na etapa do linkage probabilístico
59
Figura 05 Estruturação dos bancos de dados e das etapas do linkage entre SIM
e Sinasc – Determinístico e Probabilístico
60
Figura 06 Número de pares obtidos em cada passo do linkage probabilístico 61
Figura 07 Intervalos de confiança da Standard Mortality Ratio (SMR) por
cidade para o Coeficiente de Mortalidade Infantil (CMI) no ano de
69
11
2005
Figura 08 Coeficientes de mortalidade infantil (por mil nascidos vivos). Belém,
1996 a 2005
70
Figura 09 Coeficientes de mortalidade infantil (por mil nascidos vivos). Recife,
1996 a 2005
73
Figura 10 Coeficientes de mortalidade infantil (por mil nascidos vivos).
Guarulhos, 1996 a 2005
76
Figura 11 Coeficientes de mortalidade infantil (por mil nascidos vivos). Porto
Alegre, 1996 a 2005
79
Figura 12 Coeficientes de mortalidade infantil (por mil nascidos vivos).
Goiânia, 1996 a 2005
82
Figura 13 Síntese dos fatores de risco associados à mortalidade infantil nas
cinco cidades estudadas. 2005
117
Figura 14 Percentual de pares e não pares obtidos através do linkage entre o
SIM e o Sinasc, segundo cidade do estudo. 2005
132
Figura 15 Percentual de pares obtidos em cada tipo de linkage entre o SIM e o
Sinasc, segundo cidade do estudo. 2005
133
12
LISTA DE TABELAS
Tabela 01 Análise de Estatística Descritiva da distribuição do número de
nascimentos por estabelecimento de saúde, segundo município. 2004 e
2005
49
Tabela 02 Número de nascimentos, casos, controles e estabelecimentos segundo
estrato de porte do estabelecimento por município. 2004 e 2005
50
Tabela 03 Coeficiente de mortalidade infantil* (por 1.000 nascidos vivos) nas
cinco cidades estudadas. 1996 a 2005
68
Tabela 04 Standard Mortality Ratio (SMR) por cidade para o Coeficiente de
Mortalidade Infantil (CMI) no ano de 2005
69
Tabela 05 Coeficientes de mortalidade infantil (por 1.000 nascidos vivos).
Belém, 1996 a 2005
70
Tabela 06 Análise de tendência (linear) da série histórica dos coeficientes de
mortalidade infantil. Belém, 1996 a 2005
71
Tabela 07 Número absoluto, percentual e variação percentual de óbitos de
menores de um ano segundo causa básica (capítulo CID 10). Belém,
1996 e 2005
71
Tabela 08 Número absoluto e percentual de óbitos de menores de um ano
segundo causa básica (capítulo CID 10) e componente da mortalidade
infantil. Belém, 2005
72
Tabela 09 Coeficientes de mortalidade infantil (por 1.000 nascidos vivos).
Recife, 1996 a 2005
73
Tabela 10 Análise de tendência (linear) da série histórica dos coeficientes de
mortalidade infantil. Recife, 1996 a 2005
74
Tabela 11 Número absoluto, percentual e variação percentual de óbitos de
menores de um ano segundo causa básica (capítulo CID 10). Recife,
1996 e 2005
74
Tabela 12 Número absoluto e percentual de óbitos de menores de um ano
segundo causa básica (capítulo CID 10) e componente da mortalidade
infantil. Recife, 2005
75
13
Tabela 13 Coeficientes de mortalidade infantil (por 1.000 nascidos vivos).
Guarulhos, 1996 a 2005
75
Tabela 14 Análise de tendência (linear) da série histórica dos coeficientes de
mortalidade infantil. Guarulhos, 1996 a 2005
77
Tabela 15 Número absoluto, percentual e variação percentual de óbitos de
menores de um ano segundo causa básica (capítulo CID 10).
Guarulhos, 1996 e 2005
77
Tabela 16 Número absoluto e percentual de óbitos de menores de um ano
segundo causa básica (capítulo CID 10) e componente da mortalidade
infantil. Guarulhos, 2005
78
Tabela 17 Coeficientes de mortalidade infantil (por 1.000 nascidos vivos). Porto
Alegre, 1996 a 2005
79
Tabela 18 Análise de tendência (linear) da série histórica dos coeficientes de
mortalidade infantil. Porto Alegre, 1996 a 2005
80
Tabela 19 Número absoluto, percentual e variação percentual de óbitos de
menores de um ano segundo causa básica (capítulo CID 10). Porto
Alegre, 1996 e 2005
81
Tabela 20 Número absoluto e percentual de óbitos de menores de um ano
segundo causa básica (capítulo CID 10) e componente da mortalidade
infantil. Porto Alegre, 2005
81
Tabela 21 Coeficientes de mortalidade infantil (por 1.000 nascidos vivos).
Goiânia, 1996 a 2005
82
Tabela 22 Análise de tendência (linear) da série histórica dos coeficientes de
mortalidade infantil. Goiânia, 1996 a 2005
83
Tabela 23 Número absoluto, percentual e variação percentual de óbitos de
menores de um ano segundo causa básica (capítulo CID 10). Goiânia,
1996 e 2005
83
Tabela 24 Número absoluto e percentual de óbitos de menores de um ano
segundo causa básica (capítulo CID 10) e componente da mortalidade
infantil. Goiânia, 2005
84
Tabela 25 Análise univariada das variáveis do nível distal. Belém, 2005 86
Tabela 26 Análise univariada das variáveis do nível intermediário. Belém, 2005
87
Tabela 27 Análise univariada das variáveis do nível proximal. Belém, 2005 88
14
Tabela 28 Análise univariada das variáveis do nível distal. Recife, 2005 90
Tabela 29 Análise univariada das variáveis do nível intermediário. Recife, 2005
91
Tabela 30 Análise univariada das variáveis do nível proximal. Recife, 2005 92
Tabela 31 Análise univariada das variáveis do nível distal. Guarulhos, 2005 94
Tabela 32 Análise univariada das variáveis do nível intermediário. Guarulhos,
2005
95
Tabela 33 Análise univariada das variáveis do nível proximal. Guarulhos, 2005
96
Tabela 34 Análise univariada das variáveis do nível distal. Porto Alegre, 2005
98
Tabela 35 Análise univariada das variáveis do nível intermediário. Porto Alegre,
2005
99
Tabela 36 Análise univariada das variáveis do nível proximal. Porto Alegre, 2005
100
Tabela 37 Análise univariada das variáveis do nível distal. Goiânia, 2005 101
Tabela 38 Análise univariada das variáveis do nível intermediário. Goiânia, 2005
102
Tabela 39 Análise univariada das variáveis do nível proximal. Goiânia, 2005 104
Tabela 40 Valores odds ratio ajustada (ORadj) e intervalos de 95% de confiança
(IC 95%) obtidos mediante análise de regressão logística para
associação entre os óbitos de menores de um ano e os fatores de risco.
Belém, 2005
106
Tabela 41 Valores de odds ratio ajustada (ORadj) e intervalos de 95% de
confiança (IC 95%) obtidos mediante análise de regressão logística
para associação entre os óbitos de menores de um ano e os fatores de
risco. Recife, 2005
108
Tabela 42 Valores de odds ratio ajustada (ORadj) e intervalos de 95% de
confiança (IC 95%) obtidos mediante análise de regressão logística
para associação entre os óbitos de menores de um ano e os fatores de
risco. Guarulhos, 2005
110
Tabela 43 Valores de odds ratio ajustada (ORadj) e intervalos de 95% de
confiança (IC 95%) obtidos mediante análise de regressão logística
para associação entre os óbitos de menores de um ano e os fatores de
risco. Porto Alegre, 2005
112
15
Tabela 44 Valores de odds ratio ajustada (ORadj) e intervalos de 95% de
confiança (IC 95%) obtidos mediante análise de regressão logística
para associação entre os óbitos de menores de um ano e os fatores de
risco. Goiânia, 2005
114
Tabela 45 Valores de odds ratio ajustada (ORadj) e significância (p-valor)
obtidos mediante análise de regressão logística para associação entre
os óbitos de menores de um ano e os fatores de risco para as cinco
cidades estudadas. 2005
116
Tabela 46 Análise univariada da associação entre variáveis do nível distal e o
componente neonatal da mortalidade infantil nas cinco cidades do
estudo. 2005
119
Tabela 47 Análise univariada da associação entre variáveis do nível intermediário
e o componente neonatal da mortalidade infantil nas cinco cidades do
estudo. 2005
120
Tabela 48 Análise univariada da associação entre variáveis do nível proximal e o
componente neonatal da mortalidade infantil nas cinco cidades do
estudo. 2005
121
Tabela 49 Análise univariada da associação entre variáveis do nível distal e o
componente pós-neonatal da mortalidade infantil nas cinco cidades do
estudo. 2005
123
Tabela 50 Análise univariada da associação entre variáveis do nível intermediário
e o componente pós-neonatal da mortalidade infantil nas cinco cidades
do estudo. 2005
124
Tabela 51 Análise univariada da associação entre variáveis do nível proximal e o
componente pós-neonatal da mortalidade infantil nas cinco cidades do
estudo. 2005
125
Tabela 52 Valores de odds ratio ajustada (ORadj) e intervalos de 95% de
confiança (IC 95%) obtidos mediante análise de regressão logística
para associação entre a mortalidade neonatal e os fatores de risco nas
cidades estudadas. 2005
127
Tabela 53 Valores de odds ratio ajustada (ORadj)) e intervalos de 95% de
confiança (IC 95%) obtidos mediante análise de regressão logística
para associação entre a mortalidade pós-neonatal e os fatores de risco
nas cidades estudadas. 2005
129
16
Tabela 54 Valores de odds ratio ajustada (ORadj) e significância (p-valor)
obtidos mediante análise de regressão logística para associação entre
os óbitos de menores de um ano nos componentes neonatal e pós-
neonatal e os fatores de risco para mortalidade infantil. Nas cinco
cidades estudadas. 2005
131
Tabela 55 Número absoluto e percentual dos óbitos infantis registrados no SIM
pareados e não pareados com o Sinasc segundo componente do óbito e
cidade estudada. 2005
134
17
LISTA DE ABREVIATURAS E SIGLAS
CID10 Classificação Estatística Internacional de Doenças e Problemas
Relacionados à Saúde – Décima Revisão
CM Coeficiente de Mortalidade
CMGP Coeficiente de Mortalidade Geral Padronizado
CMI Coeficiente de Mortalidade Infantil
DNV Declaração de Nascido Vivo
DO Declaração de Óbito
FIOCRUZ Fundação Oswaldo Cruz
IBGE Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística
IC 95% Intervalo de 95% de Confiança
MI Mortalidade Infantil
MONITORIMI Sistema de monitoramento de indicadores de mortalidade infantil
MS Ministério da Saúde
NV Nascido Vivo
OMS Organização Mundial de Saúde
OPAS Organização Pan-americana da Saúde
OR Odds Ratio
OR adj Odds Ratio Ajustada
PNUD Programa das Nações Unidas para o Desenvolvimento
SIM Sistema de Informação sobre Mortalidade
Sinasc Sistema de Informação sobre Nascidos Vivos
SMR Standard Mortality Ratio
SVS Secretaria de Vigilância em Saúde
TMI Taxa de Mortalidade Infantil
UF Unidade da Federação
18
SUMÁRIO
1 INTRODUÇÃO................................................................................................................. 21
1.1 Considerações sobre a mortalidade infantil................................................................ 22 1.2 Determinantes da mortalidade infantil e os modelos hierarquizados ...................... 27 1.3 As informações sobre nascimentos e óbitos infantis................................................... 30 1.4 Integração de bancos de dados em saúde..................................................................... 34 �
�
2 JUSTIFICATIVA.............................................................................................................. 38 � �
3 HIPÓTESE ....................................................................................................................... 40 � �
4 PERGUNTA CONDUTORA........................................................................................... 442 � �
5 OBJETIVOS...................................................................................................................... 44
5.1 Objetivo Geral................................................................................................................ 44 5.2. Objetivos Específicos ................................................................................................... 44 � �
6 PROCEDIMENTOS METODOLÓGICOS................................................................... 46
6.1 Área de estudo................................................................................................................ 46 6.2 Desenho do estudo ......................................................................................................... 47 6.3 Definição de Casos e Controles..................................................................................... 48 6.4 População e Amostra..................................................................................................... 48 6.5 Fonte dos dados.............................................................................................................. 50 6.6 Descrição das variáveis.................................................................................................. 50 6.6.1 Completitude das variáveis independentes................................................................... 52 6.7 Processamento dos dados.............................................................................................. 54 6.8 Exploração dos dados ................................................................................................... 61 6.9 Análise dos dados........................................................................................................... 62 6.10 Aspectos Éticos ............................................................................................................ 64��
�
7 RESULTADOS.................................................................................................................. 67
7.1 Perfil da mortalidade infantil nas cidades estudadas................................................. 67 7.2 Análise dos fatores de risco para a mortalidade infantil e seus diferenciais nas cinco cidades selecionadas...................................................................................................
85
19
7.2.1. Análise univariada por cidade..................................................................................... 85 7.2.2 Análise Multivariada por cidade.................................................................................. 105 7.3 Análise dos fatores de risco para a mortalidade infantil e seus diferenciais por componente do óbito............................................................................................................
118
7.3.1 Análise univariada por componente do óbito infantil.................................................. 118 7.3.2 Análise multivariada por componente do óbito infantil............................................... 125
6 7.4 Contribuição do Linkage de Bancos de Dados............................................................ 132 � �
� �
8 DISCUSSÃO...................................................................................................................... 136
8.1 Sobre os resultados......................................................................................................... 136 8.2 Sobre o método............................................................................................................... 152 � �
9 CONSIDERAÇÕES FINAIS........................................................................................... 157 � �
REFERÊNCIAS................................................................................................................... 160 � �
APÊNDICE A - Critérios para classificação dos municípios segundo adequação das informações vitais por porte populacional (MONITORIMI)..........................................
167�
APÊNDICE B - Indicadores do Sistema de Monitoramento dos Indicadores da Mortalidade Infantil (MONITORIMI) por cidade estudada..........................................
168
APÊNDICE C - Resultados da Estimação de Parâmetros na rotina de Relacionamento do linkage probabilístico.........................................................................
171
APÊNDICE D - Completitude das variáveis independentes do estudo.......................... 172 APÊNDICE E - Artigo em Elaboração............................................................................. 174 ANEXO A - Parecer do Comitê de Ética N°67/07- CEP/CPqAM/FIOCRUZ............... 193 ANEXO B - Termo de responsabilidade para utilização dos bancos de dados.............. 194
20
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21
1 INTRODUÇÃO
O óbito infantil como ocorrência “evitável” por serviços de saúde eficazes, constitui-se
em um “evento sentinela” da qualidade da atenção à saúde. Em países onde o risco de morrer
dos menores de um ano permanece elevado, a necessidade de se obter indicadores de
qualidade que evidenciem esta problemática não é apenas uma exigência metodológica, mas
ética, por que implica na “mortalidade consentida” de crianças. Assim, a desigualdade do
risco de ocorrência dos problemas de saúde é também uma medida da evitabilidade dos
eventos e, conseqüentemente, da qualidade dos sistemas de saúde (HARTZ et al., 1996).
O monitoramento da mortalidade infantil e de seus fatores de riscos é essencial para
identificar possíveis impactos de mudanças sociais e econômicas e dos avanços, e eventuais
retrocessos, da cobertura e da qualidade dos serviços de saúde. O estudo dos fatores de risco
dos óbitos em menores de um ano, compreendidos como indicadores de várias dimensões das
condições de vida, possibilita elucidar elementos da cadeia de eventos determinantes,
identificar grupos expostos a diferentes fatores e detectar diferenciadas necessidades de saúde
em subgrupos populacionais, subsidiando as intervenções voltadas à redução dos óbitos
infantis (HARTZ et al., 1996).
A mortalidade infantil e seus determinantes tem sido objeto de muitos estudos no
Brasil, constatando-se nos últimos anos um aumento considerável de publicações. Duarte
(2007) ao realizar uma revisão sistemática da literatura científica sobre mortalidade infantil,
em três importantes bases de dados: Medical Literature Analysis and Retrieval System Online
(MEDLINE), LILACS (Literatura Latino americana em Ciências de Saúde) e PAHO (Pan
American Health Organization), abrangendo o período de 1998 a 2006, analisou 59
publicações relevantes sobre o tema.
Este incremento na produção científica deve-se, pelo menos em parte, a um
progressivo aperfeiçoamento dos Sistemas de informações em Saúde do país, especificamente
o Sistema de Informações sobre Mortalidade (SIM) e o Sistema de Informações sobre
Nascidos Vivos (Sinasc), resultando numa maior cobertura e qualidade das informações
(BRASIL, 2006).
Aliado ao desenvolvimento das principais bases de dados, alguns estudos têm
realizado a integração dos diversos Sistemas de Informação em Saúde, principalmente quanto
à inclusão de novos indicadores para a gerência destes sistemas, na perspectiva do aumento da
22
notificação e da qualidade da informação (ALMEIDA, 1996; CAMARGO; COELI, 2000,
2002; MACHADO, 2004).
Segundo Almeida (1996), a técnica de “linkage” dos sistemas oficiais de informação
de nascimentos e mortalidade mostra-se viável para a realização de estudos analíticos
longitudinais da mortalidade infantil. Como essa técnica baseia-se em informações
individualizadas, é possível identificar os nascidos vivos expostos e não expostos aos fatores
de risco, a partir de variáveis registradas na Declaração de Nascidos Vivos (DNV), obtendo-se
a probabilidade de morte segundo a categoria de exposição a estes fatores e,
conseqüentemente, o risco relativo dos expostos em relação aos não expostos a estas
características.
Assim, a realização de pesquisas com utilização integrada das bases de dados assume
relevância no aprimoramento de instrumentos que facilitem a análise epidemiológica, o
planejamento e gestão do SUS, constituindo-se em instrumento importante para avaliar a
confiabilidade e validade dos dados, bem como na melhoria da qualidade das informações,
propiciando o diagnóstico da situação de saúde e de suas desigualdades, afim de nortear a
intervenção.
1.1 Considerações sobre a mortalidade infantil
O coeficiente de mortalidade infantil representa o número de óbitos de menores de um
ano de idade, por mil nascidos vivos, na população residente em determinado espaço
geográfico, em determinado ano. É considerado um bom indicador da qualidade de vida e do
status de saúde da população, por estimar o número de crianças que sobreviverão ao seu
primeiro ano de vida. Altas taxas de mortalidade infantil estão relacionadas a baixos níveis
socioeconômicos da população, quantificáveis por meio do acesso a serviços de saúde e
saneamento, do nível de escolaridade da população, da renda per capita e do nível de
desigualdade de renda (SOUZA; LEITE FILHO, 2008).
A mortalidade infantil pode ser desdobrada em dois componentes principais: neonatal
(0 a 27 dias) e pós-neonatal (28 a 364 dias). O período neonatal pode ser ainda, subdividido
em: neonatal precoce (até seis dias) e neonatal tardio (7 a 27 dias).
Os componentes da mortalidade infantil têm importância variada conforme a situação
epidemiológica, especialmente quanto ao perfil de causas básicas associadas a cada um dos
23
períodos do primeiro ano de vida. Maiores proporções de mortalidade no período pós-
neonatal, relacionadas a causas como doenças respiratórias e diarréias, evitáveis por medidas
simples, ocorrem em situações de grande carência social e precário acesso a serviços de
saúde. Ao contrário, quando os níveis de mortalidade infantil atingem valores baixos,
predominam causas neonatais, tais como a prematuridade excessiva e as doenças congênitas,
mais difíceis de serem evitadas (SHIMAKURA, 2001; VIANA et al., 2001).
Os importantes avanços e contradições no desenvolvimento econômico-social das
últimas décadas são também observados na situação de saúde. Segundo o IBGE (1999) a taxa
de mortalidade infantil (TMI) no Brasil que era de 162,4 óbitos no primeiro ano de vida para
cada mil nascidos vivos em 1930, caiu para 48,3 em 1990, apresentando importante redução
em todas as regiões do país, como pode ser observado na figura abaixo.
Figura 1: Taxa de mortalidade infantil e variação relativa segundo as Macrorregiões do país. Brasil, 1930 a 1990. Fontes: IBGE (1997, 1999).
Entre 1990 a 1998, a taxa de mortalidade infantil reduziu-se em 24%, passando de
48,3 para 30,6/1.000 nascidos vivos, o que colocou o Brasil na 103ª posição entre os 177
países analisados pelo Programa das Nações Unidas para o Desenvolvimento (PNUD) quanto
24
à menor taxa de mortalidade infantil (em 1970, ocupava a 87ª posição) (Programa das Nações
Unidas para o Desenvolvimento, 2007).
Entre 2000 e 2004, os óbitos infantis passaram de 68.199 para 54.183 ao ano o que
levou a taxa de mortalidade infantil a cair de 26,8/1.000 nascidos vivos em 2000, para
22,6/1.000 nascidos vivos em 2004, representando uma redução de 15,7% no período
(BRASIL, 2006)
A redução deve continuar avançando e atingir 19,8 em 2010, como um primeiro passo
para atingir a Meta do Milênio (redução de dois terços em relação aos valores de 2000, até
2015 (Programa das Nações Unidas para o Desenvolvimento, 2003).
A diminuição mais expressiva ocorreu para o período pós-neonatal, devido,
principalmente, à redução das mortes por doenças infecciosas intestinais e infecções
respiratórias agudas. A redução relevante das doenças preveníveis por imunização e a
diminuição da desnutrição implicando um decréscimo das mortes por crescimento fetal
retardado e por má nutrição fetal, também foram nítidas no processo de transição da situação
de saúde entre os menores de um ano (SIMÕES; MONTEIRO, 1995).
Com a redução dos óbitos infantis no período pós-neonatal, observou-se uma mudança
na distribuição interna dos componentes da mortalidade infantil, ocorrendo um aumento do
componente neonatal (precoce e tardio). Em 2004, os óbitos pós-neonatais no país,
totalizaram 18.154, representando 33,6% dos óbitos em menores de um ano, enquanto que o
óbito neonatal precoce representou 51% das mortes infantis e o neonatal tardio 15%, com um
aumento de 28,8% entre os anos de 1996 e 2004 (BRASIL, 2006).
No entanto, mesmo com importante queda nas taxas de mortalidade infantil, persistem
diferentes níveis e padrões de declínio das taxas entre regiões geográficas e entre subgrupos
populacionais no interior das regiões, estados e municípios (SIMÕES; MONTEIRO, 1995).
Szwarcwald et al (1997), ao analisarem a evolução da mortalidade infantil no país na
década de 1980 dividiram o território nacional em três grupos e identificaram no mais pobre
um padrão de mortalidade infantil similar à Índia; o grupo oposto apresentava melhores
indicadores, todavia ainda distantes dos observados nos países desenvolvidos. Os autores
também apontaram os estados das regiões Nordeste e Norte como aqueles com piores
situações de mortalidade infantil.
Duarte et al. (2002) ao investigarem as desigualdades na mortalidade infantil em 1999,
constatam que, as regiões Nordeste e Norte além de registrarem as maiores TMI, também
apresentam grande heterogeneidade interna quanto a este indicador. Observam também,
25
importante nível de heterogeneidade interna na região Sudeste. Com o estado de Minas Gerais
apresentando uma TMI 50% maior do que a taxa do Espírito Santo.
Em 2000, a Região Nordeste apresentou uma taxa de mortalidade infantil de 47,3
óbitos de menores de um ano a cada mil nascidos vivos, cerca de 50% maior que a média
nacional. Entretanto, foi também a Região Nordeste que apresentou a maior redução entre
2000 e 2004, passando de 41,4 para 33,9 por mil nascidos vivos. O Ceará, Paraná e Mato
Grosso do Sul foram os estados que apresentaram as maiores reduções no período analisado
(BRASIL, 2006).
A figura abaixo trata da distribuição espacial da taxa de mortalidade infantil por mil
nascidos vivos no ano de 2005, segundo as unidades da federação do Brasil. Na qual é
possível verificar a concentração das mais altas taxas de mortalidade em menores de um ano,
nos estados da região Norte e Nordeste, com destaque para os estados de Sergipe, Alagoas,
Pernambuco, Paraíba, Rio Grande do Norte e Maranhão.
Figura 2: Distribuição da taxa de mortalidade infantil por mil nascidos vivos, segundo unidade da federação. Brasil, 2005. Fonte: Brasil (2008).
26
Souza e Leite Filho (2008), ao analisarem as taxas de mortalidade infantil na região
Nordeste entre os anos de 1990 e 2000, constatam que a TMI reduziu em 31,8% no período
analisado, desempenho pouco superior ao apresentado para a média nacional. No entanto, em
alguns estados, como Rio Grande do Norte, Bahia, Ceará e Alagoas, a redução foi mais
significativa (-36,31%; -34,40%; -34,38%; -34,28, respectivamente).
Ainda segundo Souza e Leite Filho (2008), o estado do Maranhão continuou
apresentando a maior taxa de mortalidade infantil da Região e do Brasil, com TMI
55,38/1.000 nascidos vivos, e seu desempenho na redução da taxa foi pouco superior ao
apresentado pela Região Nordeste (-32,43%). O estado da Paraíba passou de terceira para
segunda maior taxa de mortalidade infantil da região (51,49/1.000 nascidos vivos).
Pernambuco perdeu sua posição de estado com menor taxa (47,31/1.000 nascidos vivos),
devido à menor redução em relação a outros estados como Rio Grande do Norte e Ceará
(43,27 e 41,23/1.000 nascidos vivos, respectivamente).
Com relação às causas de mortes em menores de um ano, observa-se que em todas as
regiões há uma significativa diminuição da mortalidade proporcional devido às infecções
respiratórias e diarréia, principalmente esta última, que, em 1985-1987 era responsável por
17,3% dos óbitos, caindo para 4,2% em 2003-2005. Ao mesmo tempo, houve um aumento das
causas perinatais e malformações em todas as regiões, embora persistam grandes
disparidades. Por exemplo, a proporção de mortes por diarréia na Região Nordeste é cerca de
quatro vezes superior a da Região Sudeste (FUNDAÇÃO OSWALDO CRUZ, 2008).
É importante também observar a expressiva queda da mortalidade proporcional por
causas mal definidas, particularmente na Região Nordeste, caindo de 45,5% em 1985-1987
para 9,7% em 2003-2005, o que deve estar relacionado à melhoria do acesso e da qualidade
da atenção (FUNDAÇÃO OSWALDO CRUZ, 2008).
Dentre as causas básicas da mortalidade infantil para os componentes, tem-se que, no
componente neonatal precoce 83% das causas de óbito foram classificadas como afecções do
período perinatal e 14% como malformação congênita. Padrão semelhante foi observado nos
óbitos neonatais tardios, onde as afecções perinatais e as malformações congênitas totalizaram
92% das causas de morte (74% e 17%, respectivamente). No componente pós-neonatal,
destacam-se as doenças infecciosas e parasitárias (20%), as doenças do aparelho respiratório
(18%) e a malformação congênita (15%). As causas mal definidas passam a representar 16%.
Nesta faixa de idade, as causas externas representam 5% dos óbitos. As perinatais deixam de
ser a principal causa, passando a concentrar 9% das mortes nesse período (BRASIL, 2006).
27
Ao analisar a heterogeneidade na distribuição dos óbitos de menores de um ano e na
tendência da mortalidade infantil no Brasil, evidencia-se que apesar de alguns avanços na
cobertura das políticas públicas ao longo dos anos, ainda persistem fortes desigualdades
econômicas e sociais no país, com reflexos negativos nas condições de vida de contingentes
importantes de crianças, principalmente, aquelas residentes em áreas e regiões onde o
desenvolvimento econômico não se deu na mesma intensidade daquele observado em áreas,
como do Centro-Sul do país. A reprodução de estruturas sociais, nas quais a pobreza é
predominante, situação típica da Região Nordeste, continua tendo fortes impactos nas
precárias condições de vida e de saúde das crianças, refletindo-se nos indicadores de
mortalidade infantil que permanecem elevados, apesar da tendência de declínio observada nos
anos mais recentes (FUNDAÇÃO OSWALDO CRUZ, 2008).
1.2 Determinantes da mortalidade infantil e os modelos hierarquizados
As causas de mortalidade infantil no Brasil alteraram-se ao longo das últimas décadas.
Fatores de desenvolvimento sociais, como a melhoria das condições habitacionais, e
demográficos, como a redução da fecundidade da população brasileira, tiveram efeitos
favoráveis na redução da mortalidade infantil, evidenciada principalmente a partir dos anos
2000. Alguns programas e ações de saúde difundidos no período contribuíram também para a
redução dessa taxa, como, por exemplo, o Programa de Saúde da Família, a Terapia de
Reidratação Oral, o Programa Nacional de Imunização e os Programas de Atenção Integral à
Saúde da Mulher (BRASIL, 2006).
Para a epidemiologia, a análise dos determinantes da mortalidade infantil,
compreendidos como indicadores das várias dimensões das condições de vida é de suma
importância, por permitir compreender alguns elementos da cadeia de eventos relacionados à
determinação da mortalidade infantil; identificar grupos expostos a diferentes fatores de risco;
e detectar necessidades de saúde em diferentes subgrupos populacionais, com objetivo de
subsidiar intervenções voltadas para a redução do risco de morte em menores de um ano
(CÉSAR, 1990; HARTZ et al., 1996).
Atualmente, muitos estudos têm sido desenvolvidos na busca de revelar os
determinantes para a mortalidade infantil. Nesta perspectiva, os estudos analíticos
longitudinais (coorte e caso-controle) têm mostrado grande utilidade na abordagem de fatores
28
de risco para mortalidade infantil. (BALDIN; NOGUEIRA, 2008; BARROS; VICTORA,
2008; BEZERRA FILHO et al., 2007; BOING; BOING, 2008; FRANÇA et al., 2001; JOBIN;
AERTS, 2008; LIBÂNIO et al., 2001; MENDES et al., 2006; NASCIMENTO et al., 2008;
MARTINS; VELÁSQUEZ-MELÉNDEZ, 2004; RIBEIRO et al., 2004; SHIMAKURA et al.,
2001).
A análise de fatores de risco para mortalidade infantil deve levar em conta, entre
outros aspectos, a distinção entre os componentes neonatal e pós-neonatal, a fim de ressaltar
as diferenças nos fatores e na magnitude da associação destes com a mortalidade infantil. As
causas de morte e o perfil dos fatores de risco apresentam diferenças entre os dois períodos,
especialmente com relação às variáveis sócio-econômico-culturais (MORAIS NETO;
BARROS, 2000).
Guimarães et al (2003) ao analisar os diferenciais intra-urbanos de condição de vida e
mortalidade infantil em Recife, verificou menor desigualdade apresentada pelo componente
neonatal em relação ao pós-neonatal à medida em que piorou a condição de vida dos estratos,
indicando a diferenciação dos processos envolvidos na ocorrência da mortalidade infantil. A
mortalidade pós-neonatal, mais sensível à melhoria da qualidade de vida e a determinadas
intervenções na área de saúde, apresentou coeficientes menores em relação à mortalidade
neonatal, porém diferenciais, entre os estratos, mais acentuados.
Segundo Duarte, et al (2002), 50% das mortes infantis ocorreram em apenas 30% da
população de nascidos vivos dos estados com as maiores taxas de pobreza, no ano de 2000,
observando nesses um predomínio do componente pós-neonatal.
Portanto, ao se pretender analisar os fatores associados à ocorrência da mortalidade
infantil, deve-se considerar a complexidade da dimensão de causalidade existente entre o risco
de morte em menores de um ano e a condição de vida da população.
Segundo Duarte (2007), a mortalidade infantil apresenta associações com uma série de
fatores: condições biológicas maternas e infantis, condições ambientais e, fundamentalmente,
as relações sociais que organizam a vida concreta das pessoas.
Mosley e Chen (1984) conceituam um modelo explicativo da determinação da
mortalidade infantil, no qual subdivide os fatores segundo a posição em que ocupam na cadeia
causal em: proximais, intermediários e distais.
Os determinantes proximais seriam os mecanismos biossociais básicos que
influenciam diretamente os riscos de morte infantil, estando relacionados com as variáveis
biológicas da mãe e do recém-nascido. Destacando-se o baixo peso ao nascer como de maior
importância, e incluindo-se ainda, fatores como idade gestacional, idade da mãe, sexo,
29
malformações congênitas, gestações múltiplas e doenças maternas (AQUINO et al., 2003;
MORAIS NETO; BARROS, 2000; MOSLEY; CHEN, 1884; RIBEIRO et al., 2009).
Já as variáveis intermediárias valorizam as interações entre fatores maternos e a
sobrevivência infantil, estando representados, em geral pelos fatores relacionados à atenção à
saúde materno-infantil. Como número de consultas de pré-natal, tipo de parto, local de
ocorrência do nascimento e do óbito, entre outros (AQUINO et al., 2003; MORAIS NETO;
BARROS, 2000; MOSLEY; CHEN, 1884; RIBEIRO et al., 2009).
Os determinantes distais corresponderiam a todos os demais determinantes sociais e
ambientais que estariam mais distantes do desfecho, agindo indiretamente através dos
determinantes proximais, para influenciar a sobrevivência na infância. Denominados como
fatores macro-sociais, destacando-se nesse grupo as variáveis socioeconômicas como renda,
escolaridade dos pais, ocupação dos pais, tipo de moradia, nutrição etc. (MOSLEY; CHEN,
1884).
A partir desse marco conceitual, Victora e Cesar (2003), afirmam que as doenças
terminais, como problemas perinatais ou diarréia, constituem a causas imediatas (ou
proximais) do óbito, sendo sua ocorrência determinada, em última instância, por fatores
sociais, econômicos e culturais. Tais fatores influenciam a ocorrência das causas imediatas de
morte por determinantes do nível intermediário, que incluem tanto a exposição a fatores de
risco (por exemplo, condições inadequadas de nutrição, saneamento, aglomeração etc.) quanto
a falta de acesso a fatores protetores (por exemplo, vacinas, manejo adequado das doenças
infecciosas, atenção pré-natal etc.)
Ressaltam ainda, que muitos dos fatores proximais e intermediários são passíveis de
modificações mediante intervenções sanitárias ou em áreas afins. Entretanto, embora os
fatores distais possuam grande importância, apresentando-se historicamente responsáveis
pelos altos níveis de mortalidade no Brasil e pela intensa disparidade entre as regiões, o seu
enfrentamento é mais difícil por serem menos passíveis de modificações por intervenções
diretas, de curto prazo (VICTORA; CESAR, 2003).
Considerando que a mortalidade infantil resulta de uma estreita e complexa relação
entre fatores de várias dimensões, o modelo teórico-conceitual desenvolvido por Mosley e
Chen (1984), apresenta a proposta dos modelos hierarquizados complexos para o estudo dos
determinantes dos óbitos em menores de um ano. Assim, através de uma estrutura
hierarquizada, é possível considerar e modelar fatores distintos de acordo com sua
precedência no tempo e de sua relevância para a determinação do desfecho.
30
A abordagem estatística tradicional por meio de modelos de regressão múltipla, com
apenas um nível hierárquico, não é a mais indicada em situações nas quais existem variáveis
mediadoras ou intervenientes. Uma vez que, ao serem incluídas simultaneamente as variáveis
proximais, intermediárias e distais, os efeitos daquelas variáveis mais distais podem ser
mascarados ou subestimados. E quando excluídas, elos importantes de causalidade podem
permanecer ignorados (VICTORA et al., 1997).
No campo da modelagem multivariada, a incorporação de níveis hierárquicos
diferenciados de determinação em relação ao desfecho tem sido respondida recorrendo-se aos
chamados modelos hierarquizados. Nesses modelos, a mesma variável pode atuar como fator
de confusão para fatores proximais e como mediadora para variáveis distais
(VASCONCELOS et al., 2001).
Essa forma de posicionar as variáveis hierarquicamente, seja a partir da ordenação
temporal ou lógica entre os eventos que conduzem ao desfecho, seja pela distinção conceitual
em relação a uma variável de exposição como mediadoras ou de confusão, fornece um guia
para análise e interpretação dos resultados à luz do conhecimento existente. Além disso,
representa uma estratégia para lidar com um grande número de variáveis conceitualmente
relacionadas, presentes em estudos epidemiológicos (VASCONCELOS et al. 1998;
VICTORA et al., 1997).
Nesse sentido, o aperfeiçoamento dos Sistemas de Informações em Saúde, associados
às técnicas para o relacionamento (linkage) das bases de dados nacionais e o desenvolvimento
dos modelos hierarquizados complexos para o estudo dos fatores de risco da mortalidade em
menores de um ano, têm contribuído para a crescente produção científica de estudos sobre a
determinação da mortalidade infantil (ALMEIDA; BARROS, 2004; AQUINO et al., 2007;
CARVALHO et al., 2007; FRANÇA et al., 2001; JOBIN; AERTS, 2003; LIMA et al., 2004;
LIMA et al. 2008; MORAIS NETO; BARROS, 2000; MOSLEY; CHEN, 1984; LIMA
NASCIMENTO, et al., 2004; RIBEIRO et al., 2009; SCHOEPS et al., 2007; VICTORA et al.,
1997).
1.3 As informações sobre nascimentos e óbitos infantis
A implantação de sistemas de informações em saúde veio colaborar com a perspectiva
tanto política quanto gerencial da epidemiologia. O uso de dados secundários para análises
31
epidemiológicas teve maior difusão com a implantação dos principais sistemas de
informações epidemiológicos de âmbito nacional, como o Sistema de Informação sobre
Mortalidade (SIM-1975), o Sistema de Informação sobre Nascidos Vivos (Sinasc/1992) e o
Sistema de Informação de Agravos de Notificação (SINAN/1995). O Sistema de Informações
Hospitalares (SIH-1991), embora estruturado na lógica da produção de serviços, vem
paulatinamente sendo explorado na racionalidade epidemiológica (BRASIL, 1998).
O Ministério da Saúde dispõe, atualmente, de dois sistemas de informação em saúde,
cujos dados são apropriados para o estudo da mortalidade infantil: o Sistema de Informações
sobre Mortalidade (SIM) e o Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos (Sinasc). As
informações são disponibilizadas na Internet, no nível de município
(http://www.datasus.gov.br). O reconhecimento da importância de monitoramento das
informações sobre óbitos e nascimentos junto à facilidade de acesso aos dados têm resultado
no aumento substancial na cobertura e na qualidade das informações de ambos os sistemas
(ANDRADE; SZWARCWALD, 2007).
O Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos (Sinasc), implantado oficialmente em
1990, tem como documento básico, padronizado para todo o país, a declaração de nascido
vivo (DNV), que deve ser gerado nos hospitais e em outras instituições de saúde onde se
realizam partos (para os partos hospitalares) e nos Cartórios de Registro Civil (para os partos
ocorridos em domicílio) (MELO JORGE et al., 2007).
Em julho de 1995, a abrangência do SINASC, em relação ao momento da
implantação, era já bastante significativa: em 19 estados, estava implantado em 100% dos
municípios, o que evidencia uma forte adesão ao Sistema por parte das diversas áreas. Esses
números mostravam que, em relação ao total do país, 80,4% dos municípios já estavam
cobertos. Em fins de 1997, com o Piso de Atenção Básica, a implantação e a utilização dos
Sistemas de Informação passaram a ser obrigatórias, o que fez com que, em 1998, o SINASC
já estivesse em funcionamento em 100% dos municípios do país (MELO JORGE et al., 2007).
Paulatinamente, o sistema vem sendo aprimorado do ponto de vista da cobertura e da
qualidade das informações, e já tem sido utilizado amplamente em análises epidemiológicas e
demográficas. Em 2004, foram captados 3.026.548 nascidos vivos no país (BRASIL, 2006).
A cobertura do Sinasc, medida por meio de estimativa demográfica do IBGE,
demonstra o aumento da cobertura, passando de 87,5% em 2000 para 89,4% em 2004. Em
2004, a Região Sul apresentou a maior cobertura (97,3%) enquanto a Região Nordeste a mais
baixa (85,3%) (BRASIL, 2006).
32
O Sistema de Informação sobre Mortalidade (SIM) foi implantado no Brasil em 1975
e com abrangência nacional desde 1979. Utiliza como instrumento padronizado de coleta de
dados a declaração de óbito (DO), com série histórica disponíveis para análise desde o ano de
1979. Como o óbito tem registro único e obrigatório, o sistema buscar ser universal, pois se
propõe registrar todas as mortes ocorridas no país. É essencial para o Sistema Nacional de
Vigilância Epidemiológica porque contém informações sobre as características de pessoa,
tempo e lugar, condições do óbito, inclusive sobre a assistência prestada ao paciente, e causas
básica e associada (MOTA; CARVALHO, 2003).
A adoção de modelo único padronizado da DO, para óbitos e óbitos fetais, permitiu a
uniformização dos dados, bem como facilitou a apuração das informações de interesse para o
setor saúde (MELLO JORGE et al., 2007).
Nesses anos de existência do SIM, a DO passou por modificações na formulação de
algumas variáveis, a fim de obter respostas mais adequadas e introdução de outras que se
mostraram necessárias: a) numeração seqüencial para o controle da emissão, distribuição,
coleta e resgate das DO; b) número da Declaração de Nascido Vivo, nas DO de menores de
um ano, para o pareamento com os dados do SINASC; c) variáveis específicas para identificar
se as mulheres falecidas em idade fértil estavam grávidas, no momento da morte, ou tinham
estado grávidas até um ano antes do evento fatal, visando a possíveis causas maternas; d)
característica raça/cor; e) introdução do campo VIII, referente aos óbitos por causas externas,
com descrição sumária do evento e a fonte que permitiu tal descrição; f) substituição do nome
do campo VI, de Atestado Médico para Condições e Causas de Morte, para afastar do médico
o entendimento de que ele seria responsável apenas pelo preenchimento desse campo; g)
inclusão da linha “d”, na Parte I do campo Condições e Causas de Morte, segundo
recomendações da 10ª Revisão da CID10, e de uma coluna para a codificação das causas
anotadas no atestado (MELLO JORGE et al., 2007).
O SIM foi concebido para suprir as falhas do Sistema do Registro Civil e permitir
conhecer o perfil epidemiológico da mortalidade em todo o país. No entanto, são muitos os
problemas existentes no Brasil que impedem a utilização do SIM em todo o seu potencial, a
exemplo do sub-registro, que em diversos locais do país é muito alto, sendo grandes as
dificuldades para análise das bases de dados (DRUMOND JUNIOR, 2002; MELLO JORGE
et al., 2007).
O sub-registro de óbitos diz respeito, principalmente, à ocorrência de sepultamentos
sem a exigência da certidão, nos denominados cemitérios clandestinos. Pesquisas realizadas
33
no Sul e no Nordeste do País comprovaram a existência de vários cemitérios, não oficiais,
com sepultamentos sem a documentação necessária (SWARCWALD et al., 1997).
Para Soares, et al (2007) atualmente, essa limitação é desprezível para os centros
urbanos de médio e grande porte, onde é menos provável a ocorrência dos chamados
"cemitérios clandestinos". Para esses centros, a informação apresentada na declaração de
óbito representa uma das principais fontes de informações sobre as condições que
determinaram o óbito.
Romero e Cunha (2006), ao analisarem a qualidade das variáveis sócio-econômicas e
demográficas dos óbitos de crianças menores de um ano registrados no Sistema de
Informações sobre Mortalidade do Brasil entre os anos de 1996 a 2001, constatam problemas
de qualidade que incluem instruções confusas no manual para informação ignorada, má
classificação da ocupação materna, ausência de identificação sobre a raça do informante e
elevada proporção de incompletitude da informação.
Na perspectiva de verificar as potencialidades e limitações do SIM, O Ministério da
Saúde, as Secretarias Estaduais e Municipais e o meio acadêmico, vêm realizando avaliações
sucessivas desse sistema dos pontos de vista quantitativo e qualitativo para medir o grau de
fidedignidade e as limitações das informações (MELLO JORGE et al., 2007).
No Brasil, o SIM vem demonstrando nítidos avanços, seja no que se refere à
ampliação da cobertura, seja na divulgação e facilidade de acesso aos dados. Os estudos
apontam também para uma ampliação da cobertura do SIM decorrente, sobretudo, pela
notificação do óbito ser compulsória e pelo formulário de sua declaração ser distribuído
gratuitamente, além de da importante redução, nos últimos anos, do registro de óbitos no
grupo de causas mal definidas (BOING; BOING, 2008; BRASIL, 2006; MELLO JORGE et
al., 2007; SWARCWALD et al., 1997).
Segundo Swarcwald et al (1997) ao estudar a adequação das estatísticas vitais no
Brasil, constata importantes desigualdades na qualidade das informações de nascimentos e
óbitos de menores de um ano. Sendo observados contrastes relevantes entre as regiões Norte e
Nordeste e o Centro-Sul. As diferenças na adequação das informações ocorrem, igualmente,
quando se comparam municípios de maior porte populacional com os municípios pequenos.
Apesar de critérios bem mais flexíveis para esses últimos, os achados mostram,
consistentemente melhor informação nas cidades grandes.
Para Mello Jorge et al (2007), não há dúvida de que o SIM e o Sinasc vêm melhorando
acentuadamente, quer quanto à cobertura quer quanto à qualidade de seus dados, mesmo que,
relativamente à causa básica de morte, a informação possa deixar ainda um pouco a desejar.
34
Entretanto, pode-se afirmar que até essa variável apresentou, nas duas últimas décadas,
indícios de sensível melhora. Com relação ao futuro, o que se espera é que, nos próximos dez
anos, a captação dos eventos pelo SIM e pelo Sinasc aproxime-se de 100%. Tendo em vista as
facilidades no campo da informática, o aumento de sua abrangência e a possibilidade de seu
aprimoramento tornam-se mais factíveis.
O uso de bancos de dados de base populacional, como o Sinasc e o SIM, permite uma
compreensão do que acontece no nível municipal. Além disso, a possibilidade de integrar os
bancos de dados dos dois sistemas, por meio da técnica de linkage, fornece elementos para
avaliar a cobertura e a qualidade das informações. O Sinasc e o SIM, ao terem por base a
coleta sistemática de variáveis importantes por meio de instrumentos padronizados (DNV e
DO), destacam-se como meios importantes para análise da saúde infantil, prestando-se como
fonte de dados para diversos tipos de estudo. Ressalta-se a vantagem de permitir inclusive a
realização de estudos analíticos longitudinais, do tipo caso-controle e coorte. Esses sistemas
favorecem esse delineamento de estudo, face aos seus custos reduzidos ao fornecerem dados
secundários, quando se busca associações entre fatores de exposição e o desfecho estudado,
no amplo acompanhamento de uma população (MELLO JORGE et al., 2007; SILVA et al.,
2006;) .
1.4 Integração de bancos de dados
Cada um dos subsistemas de base nacional destina-se a tema específico, no entanto é
possível construir indicadores tanto isoladamente como relacionando duas ou mais bases de
dados (BRANCO, 2004) qualitativamente distintas, unificadas em um só registro
(MACHADO, 2004). Contudo, analisar duas bases de dados de dois subsistemas de
informação independentes, concebidos em momentos e por lógicas diferentes apresenta
dificuldades por não existir padronização e compatibilização entre elas (Organização Pan-
Americana de Saúde, 1997).
Segundo a Organização Pan-Americana de Saúde (1997), o uso simultâneo de bases
de dados pode se dar através da técnica de linkage. Essa técnica utiliza um sistema para
avaliar ou complementar a informação de outro, através de campos comuns às duas bases de
dados.
Com a crescente disponibilidade desses grandes bancos de dados informatizados na
saúde cresceu o interesse no relacionamento ou linkage destes, com objetivos de monitorar
35
eventos e/ou aumentar a quantidade e a qualidade das informações nelas disponibilizadas
(CAMARGO Jr.; COELI, 2000).
A tradução literal de "linkage" é "ligação", consistindo na unificação de dois ou mais
bancos de dados. O seu emprego pressupõe a existência de informações registradas em
documentos padronizados e individualizados, de modo a permitir a identificação do mesmo
indivíduo nos dois ou mais bancos (ALMEIDA; MELLO JORGE, 1996).
O linkage de bases de dados é um instrumento metodológico que possibilita o
relacionamento de fontes de informação diferentes em um só registro (MACHADO, 2004).
Este pode ser determinístico ou probabilístico. No determinístico a unificação dos registros é
realizada através de um identificador unívoco presente nos bancos, porém este raramente
encontra-se disponível. O probabilístico utiliza rotinas automatizadas para sua execução
baseando-se em campos comuns (ex: nome, data de nascimento) presentes em ambos os
bancos de dados com o objetivo de identificar a probabilidade de um par de registro pertencer
à mesma pessoa (CAMARGO Jr.; COELI, 2000; 2002).
O relacionamento de bancos de dados vem crescendo nas pesquisas em saúde para
investigar diversos objetos de estudos, tais como pesquisas etiológicas, estudos sobre
migrantes e avaliação dos serviços de saúde. Na ausência de um identificador unívoco o
emprego do método probabilístico para o relacionamento de registro traz como vantagem à
agilização e o aumento da acurácia desse processo (CAMARGO Jr.; COELI, 2002).
Machado (2004), revisando a bibliografia de março de 2000 a agosto de 2002 sobre o
relacionamento de registro com foco na saúde infantil, refere que o mesmo tem sido utilizado
por vários pesquisadores da área da saúde pública nos Estados Unidos da América, Canadá,
Escócia, Suécia, Noruega, Japão e no Brasil, sendo as iniciativas neste último ainda recente.
Os estudos brasileiros basearam-se mais no relacionamento determinístico automático e
manual dos registros do que no relacionamento probabilístico.
Alguns estudos já revelam a importância da integração dos diversos Sistemas de
Informação com a utilização da técnica de Linkage entre bancos de dados, sendo um dos
avanços permitidos pela tecnologia, possibilitando, na era da informática, “a versão eletrônica
de um verdadeiro livro da vida” (MELO JORGE et al., 2007).
O procedimento de "linkage" entre o SIM e o Sinasc torna viável o estudo da
mortalidade infantil em estudos como caso-controle e coortes históricas de nascidos vivos de
base populacional; a estimativa direta ou indireta da probabilidade de morte infantil; o
estabelecimento de associação entre as variáveis independentes da DN e a mortalidade
36
infantil; e finalmente, permite a plena utilização de dados oficiais secundários,
disponibilizados no Sinasc e SIM em estudos analíticos longitudinais (ALMEIDA, 1996).
Morais Neto e Barros (2000) referem que a realização de seu estudo e de outros que
utilizaram o procedimento de linkage de bancos de dados de nascidos vivos e óbitos infantis
mostra a viabilidade e as vantagens dessa estratégia, ainda pouco explorada em nosso meio,
tornando possível a realização de estudos analíticos longitudinais, utilizando-se como fonte de
dados os sistemas de informação em saúde disponíveis no Brasil.
A principal vantagem da utilização dessa técnica ou procedimento é o baixo custo,
visto que os dados encontram-se registrados, aguardando apenas uma adequada análise para
definição de prioridades. Pode-se dessa forma explorar as informações registradas nos
Sistemas de Informação sobre Nascidos Vivos (SINASC) e sobre Mortalidade (SIM),
objetivando a identificação dos riscos e o planejamento da atenção à saúde materno-infantil
(ALMEIDA, 1996).
37
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38
2 JUSTIFICATIVA
Considerando que a Mortalidade Infantil constitui-se num importante indicador de
saúde e de condições de vida revelando desigualdades e iniqüidades no acesso e na qualidade
da atenção à saúde materno-infantil, bem como nas condições socioeconômicas da população
em diferentes regiões.
Considerando ainda que o estudo dos fatores de risco dos óbitos entre crianças
menores de um ano possibilita a elucidação da rede de eventos determinantes, a identificação
de grupos expostos, bem como das necessidades de saúde de subgrupos populacionais,
permitindo a programação de intervenções voltadas à redução dos óbitos infantis.
E finalmente, que o desenvolvimento de metodologias de relacionamento dos bancos
de dados existentes nos grandes Sistemas de Informação em Saúde propicia a construção de
indicadores mais válidos e confiáveis e que melhoram a quantidade e qualidade das
informações utilizadas no processo decisório da gestão do SUS e na implementação de
políticas públicas, esse estudo poderá contribuir para:
a) Conhecer a realidade da mortalidade infantil nas cinco cidades selecionadas,
identificando os principais fatores de risco;
b) Identificar a existência de desigualdades na distribuição dos óbitos infantis e nos
fatores de risco entre as cinco cidades de cada uma das macro-regiões do país;
c) Revelar as dificuldades e as potencialidades dos sistemas de informações, auxiliando a
vigilância epidemiológica e subsidiando uma melhor integração entre os sistemas de
informação e serviços que a compõem.
39
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40
3 HIPÓTESE
Os fatores de risco associados à mortalidade infantil não se distribuem de forma
homogênea, exibindo diferenciais quando analisamos cinco cidades de porte populacional
semelhante em cada uma das macrorregiões brasileiras.
41
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42
4 PERGUNTA CONDUTORA
Existem diferenças nos fatores de risco associados à mortalidade infantil quando
analisamos cinco cidades de porte populacional semelhante em cada uma das macrorregiões
brasileiras?
43
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44
5 OBJETIVOS
5.1 Objetivo Geral
Identificar diferenciais entre os fatores de risco associados à mortalidade infantil em
cinco cidades de cada uma das macrorregiões brasileiras com base nas informações oriundas
do SIM e do Sinasc.
5.2 Objetivos Específicos
a) Descrever o perfil da mortalidade infantil em cinco cidades de cada uma das
macrorregiões brasileiras
b) Identificar os diferenciais nos determinantes da mortalidade infantil, comparando
cinco cidades brasileiras de porte populacional semelhante, sendo cada uma delas
de uma das macrorregiões do país.
c) Identificar os fatores de risco para a mortalidade infantil subdividido em seus
componentes neonatal e pós-neonatal.
d) Verificar a contribuição do linkage dos bancos de dados SIM e Sinasc para o
estudo da mortalidade infantil.
45
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46
6 PROCEDIMENTOS METODOLÓGICOS
6.1 Área de estudo
Foram selecionadas cinco cidades, sendo cada uma delas de uma das macrorregiões do
país. Como critério inicial para escolha da cidade, definiu-se o porte populacional. Em
seguida realizou-se uma avaliação da qualidade dos dados do SIM e do Sinasc, a partir de
indicadores de cobertura e qualidade dos dados, utilizando as informações do Sistema de
Monitoramento dos Indicadores de Mortalidade Infantil – MONITORIMI (FUNDAÇÃO
OSWALDO CRUZ, 2006) (Apêndice A e B).
Sendo, portanto, escolhidas as seguintes cidades: Belém, Recife, Guarulhos, Porto
Alegre e Goiânia. Todas as cidades selecionadas apresentam 100% de cobertura de nascidos
vivos e óbitos infantis, possibilitando o cálculo do coeficiente de mortalidade infantil
estimado através do método direto (FUNDAÇÃO OSWALDO CRUZ, 2006) (Figura 3)
Caracterização das Cidades Selecionadas Cidades
Belém Recife Guarulhos Porto Alegre Goiânia
População (2007) 1.450.699 1.501.010 1.315.059 1.428.694 1.201.007
Nº Óbitos <1ano (2005) 472 385 316 244 268
Número de nascidos vivos (2004) 24.454 22.898 21.010 19.535 19.831
Número de nascidos vivos (2005) 23.544 23.221 21.489 18.944 19.631
Cobertura de óbitos infantis 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0
Cobertura de nascidos vivos 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0
Quadro 1: Caracterização das cidades selecionadas quanto à população do estudo e a cobertura das estatísticas vitais Fonte: Fundação Oswaldo Cruz (2006)
Belém é a capital do estado do Pará, pertencente à região Norte do país com uma
população de 1.450.699 habitantes em 2007, com 23.544 nascidos vivos e 472 óbitos infantis
no ano de 2005. A cidade possui um coeficiente geral de mortalidade padronizado por idade
(CMGP) de 5,8; com uma proporção de óbitos por causas mal definidas de 7,7 e uma razão
entre nascidos vivos informados e estimados de 0,9.
A cidade do Recife é a capital do estado de Pernambuco, localizado na região
Nordeste do país com uma população de 1.501.010 habitantes, com 23.221 nascidos vivos e
385 óbitos infantis no ano de 2005. Em relação à qualidade dos dados, Recife apresenta um
47
CMGP de 6,3; com uma proporção de óbitos por causas mal definidas de 0,9 e uma razão
entre nascidos vivos informados e estimados de 1,0.
Guarulhos situa-se no estado de São Paulo, na região Sudeste do Brasil com uma
população de 1.315.059 habitantes, com 21.489 nascidos vivos e 316 óbitos infantis no ano de
2005. O município apresenta um CMGP de 5,3; com uma proporção de óbitos por causas mal
definidas de 0,9 e uma razão entre nascidos vivos informados e estimados de 1,8.
Da região Sul, Porto Alegre foi a cidade selecionada. A capital do Rio Grande do Sul
possui uma população de 1.428.694 habitantes, com 18.944 nascidos vivos e 244 óbitos
infantis no ano de 2005. No tocante à adequação das informações, a cidade apresentou um
CMGP de 5,7; com uma proporção de óbitos por causas mal definidas de 0,9 e uma razão
entre nascidos vivos informados e estimados de 2,0.
Goiânia, a capital do estado de Goiás na região Centro-Oeste do país, possui uma
população de 1.201.007 habitantes, com 19.631 nascidos vivos e 268 óbitos infantis no ano de
2005. O município possui um CMGP de 6,1; com uma proporção de óbitos por causas mal
definidas de 1,0 e uma razão entre nascidos vivos informados e estimados de 1,6.
6.2 Desenho do estudo
Foi realizado, inicialmente um estudo descritivo de corte transversal da mortalidade
infantil no Brasil e nas cinco cidades selecionadas.
Seguindo-se com um estudo caso-controle, no qual foram considerados como casos os
óbitos de menores de um ano ocorrido entre 1º de Janeiro a 31 de dezembro de 2005
registrados no SIM e como controles os nascidos vivos que não foram a óbito entre 1º de
Janeiro de 2004 e 31 de dezembro de 2005 registrados no Sinasc.
Foram selecionados dois anos para os dados do Sinasc, para que houvesse a
possibilidade de resgatar todas as Declarações de Nascidos Vivos referentes aos óbitos
infantis do ano de 2005, sendo necessária a inclusão dos nascimentos no ano anterior ao óbito
(2004).
As duas bases de dados (SIM e Sinasc) foram relacionadas através do linkage em duas
etapas (linkage determinístico e probabilístico).
A seleção dos casos partiu dos óbitos registrados no SIM e pareados com o Sinasc,
sendo incluídos no estudo apenas os óbitos pareados com a declaração de nascido vivo
correspondente, os óbitos não pareados foram excluídos do estudo.
48
Os controles foram obtidos por meio de amostra aleatória simples dos nascidos vivos
que não foram a óbito, e, portanto, tendo como critério de inclusão não ter sido pareado com o
banco do SIM.
Foi realizado um caso-controle para cada cidade estudada e para os componentes da
mortalidade infantil. Para análise por componente, realizou-se a agregação das cinco cidades
do estudo, dado que uma vez realizada a desagregação dos dados por componente e por
cidade, o estudo enfrentaria a questão da instabilidade dos pequenos números.
6.3 Definição de Casos e Controles
Casos – óbitos de menores de um ano ocorrido entre 1º de Janeiro a 31 de dezembro de 2005
registrados no SIM e pareados com a declaração de nascido vivo correspondente
Controles - Nascidos vivos que não foram a óbito entre 1º de Janeiro de 2004 e 31 de
dezembro de 2005 registrados no Sinasc.
6.4 População e Amostra
No estudo foram incluídos 1.516 casos de óbitos de menores de um ano das cinco
cidades estudadas.
O tamanho da amostra foi calculado para permitir detectar significância de uma razão
de exposição ou odds ratio maior que 1,5 a 2,0, considerando um poder do estudo (1- ß) de
80%, um erro alfa de 5% e uma freqüência relativa de 20% de um dado fator de exposição
entre os controles, adotando-se como fator de exposição o baixo peso, com prevalência de
20%. Sendo necessária a proporção de 03 controles para 01 caso.
Para garantir que os controles fossem selecionados da mesma população dos casos,
adotou-se como critério, além do município de residência, o estabelecimento de saúde onde
ocorreu o nascimento da criança.
Inicialmente o procedimento metodológico realizado para seleção dos controles foi
selecionar aleatoriamente 03 controles para cada 01 caso do mesmo estabelecimento onde
ocorreu o nascimento da criança que foi a óbito (caso). No entanto, em dois estabelecimentos
onde houve um caso, só foi possível identificar mais um nascimento que não veio a óbito.
49
Desta forma, adotou-se como critério de seleção dos controles, os estratos por número
de nascidos vivos dos estabelecimentos onde ocorreram os nascimentos. Neste caso, a partir
dos estratos definidos (pontos de corte), foram identificados os números de casos e foi retirada
uma amostra de 03 controles para cada caso de todos os estabelecimentos categorizados pelo
critério, independente da ocorrência do óbito.
Para definição dos estratos, foi realizada uma análise descritiva da distribuição do
número de nascidos vivos por estabelecimento de saúde, segundo município (Tabela 1).
Tabela 1: Estatísticas Descritivas da distribuição do número de nascimentos por estabelecimento de saúde, segundo município. 2004 e 2005
Parâmetros Recife Porto Alegre Guarulhos Goiânia Belém
Nº de Estabelecimentos 127 91 186 210 105
Média 360,24 420,25 226,87 186,85 453,47
Erro padrão 86,49 132,92 81,76 35,89 122,76
Mediana 3 1 4 2 6
Modo 1 1 1 1 1
Desvio padrão 974,74 1267,97 1115,04 520,09 1257,87
Variância da amostra 950116,60 1607735,52 1243307,71 270489,77 1582249,50
Mínimo 1 1 1 1 1
Máximo 6531 6077 9456 2719 7011
Soma 45751 38243 42197 39239 47614
Além da análise descritiva, foram avaliadas as separatrizes (tercil, quartil e quintil)
para definir os pontos de corte dos estratos. Sendo, portanto, definidos os seguintes pontos de
corte:
Estrato Ponto de Corte
01 Até 100 nascimentos por ano
02 100 -1.000 nascimentos por ano
03 Mais de 1.000 nascimentos por ano
Quadro 2: Estratos e Pontos de corte para categorização dos estabelecimentos de nascimento.
A partir desse critério, foram categorizados os estabelecimentos e buscou-se no banco
de óbitos o número de casos para definir o número de controles para cada estrato, distribuídos
conforme a tabela abaixo.
50
Tabela 2: Número de nascimentos, casos, controles e estabelecimentos segundo estrato de porte do estabelecimento por município. 2004 e 2005
Município Estrato Nascidos Casos Controles Nº Estabelecimentos
Belém
1 1015 1 3 81 2 7296 29 87 13 3 39303 355 1065 11
Total 47614 385 1155 105
Recife
1 958 7 21 98 2 6370 32 96 16 3 38423 329 987 13
Total 45751 368 1104 127
Guarulhos
1 1864 18 54 158 2 5838 36 108 21 3 34495 250 750 7
Total 42197 304 912 186
Porto Alegre
1 278 4 12 78 2 366 9 27 2 3 37599 223 669 11
Total 38243 236 708 91
Goiânia
1 717 3 9 172 2 10134 52 156 23 3 28388 168 504 15
Total 39239 223 669 210
6.5 Fonte de dados
a) Nascidos vivos: Sistema de Informação sobre Nascidos Vivos – Sinasc.
b) Óbitos: Sistema de Informação sobre Mortalidade - SIM.
6.6 Descrição das variáveis
Variável dependente: óbito de menor de um ano. Variáveis independentes: as variáveis foram categorizadas para realização da análise hierarquizada considerando os modelos teóricos de determinação da mortalidade infantil, em três níveis:
a) Distal - Composto pelas variáveis socioeconômicas b) Intermediário – Variáveis relacionadas à atenção a saúde materno-infantil c) Proximal – Variáveis biológicas da mãe e do recém-nascido
Como pode ser observada no quadro abaixo:
51
Nível de Hierarquização Variáveis Categorização Descrição
Nível Distal Variáveis
Socioeconômicas
Escolaridade da Mãe <4
Anos de estudo da mãe declarado na DN 4a7
8+
Ocupação da Mãe Sem ocupação Grupo sem classificação (001-008)
Com ocupação Grupo de ocupação de 011-999
Estado Civil da mãe Casada
Estado civil da mãe declarado na DN Solteira, separada, viúva
Natureza Hospital Publico
Natureza de gestão do hospital de nascimento da criança Privado SUS
Privado Não SUS
Porte (Volume de nascimentos) 1 Classificação dos hospitais de nascimento
da criança de acordo com o número de estabelecimentos
2
3
Nível Intermediário Variáveis relacionadas à
Assistência à Saúde
Local ocorrência Domicilio Local de ocorrência do nascimento Hospital
Tipo de parto Cesário
Tipo de parto Vaginal
Número de consultas 0a3
Número de consultas de pré-natal realizadas durante a gestação 4a6
7e+
Apgar 1 min 0a3
Classificação do índice de apgar no 1 minuto 4a7
8a10
Apgar 5 min 0a3
Classificação do índice de apgar no 5 minuto 4a7
8a10
Nível Proximal Variáveis Biológicas
Idade da mãe 10a19
Faixa etária da mãe em anos 20a34
35e+
Tipo de gravidez Múltipla
Tipo de Gravidez Única
Sexo Feminino
Sexo da criança Masculino
Peso ao nascer até 2499
Peso da criança ao nascer (em gramas) 2500e+
Duração da gestação <37
Duração da gestação (em semanas) 37+
Raça/Cor Branca
Raça/Cor da criança Parda, Preta
Paridade (Filhos nascidos vivos) 0
Número de filhos tidos nascidos vivos 1
2e+
Paridade (Filhos nascidos mortos) 0
Número de filhos tidos nascidos mortos 1
2+
Malformação congênita Sim Presença de anomalias/malformações
congênitas Não
Quadro 3: Categorização das variáveis independentes no modelo hierarquizado para Mortalidade Infantil
52
6.6.1 Completitude das variáveis independentes
A análise da completitude das variáveis referentes ao nascimento e ao óbito infantil
levou em consideração a proporção de campos ignorados e não informados para as variáveis
independentes do estudo.
Utilizando-se como referência a classificação utilizada pelo MONITORIMI, conforme
o quadro abaixo:
Classificação Completitude (%)
Satisfatório >= 90
Aceitável >= 80 e < 90
Deficiente < 80
Quadro 4: Critérios para classificação da completitude das informações de nascimentos e óbitos Fonte: Fundação Oswaldo Cruz (2006)
Do Sistema de Informações sobre Mortalidade (SIM) foram selecionadas as variáveis:
sexo da criança, idade da mãe, raça/cor, instrução da mãe, número de filhos nascidos vivos,
número de filhos nascidos mortos, tipo de parto, óbito, duração da gestação, peso ao nascer e
tipo de gravidez.
Nas cidades de Belém e Recife, apenas a variável número de filhos nascidos mortos
apresentou informação deficiente, com 88,8% e 87,3% de campos ignorados, respectivamente
(figura 3).
Em Porto Alegre apenas as variáveis número de filhos nascidos mortos e número de
filhos nascidos vivos foram classificadas como completitude deficiente, com 88,1% e 29,1%
de campos ignorados, respectivamente (figura 3).
As cidades de Guarulhos e Goiânia tiveram a maioria das variáveis analisadas
classificadas como de completitude deficiente. Em Guarulhos apenas raça/cor e sexo da
criança apresentaram completitude acima de 80%, com percentual de 0,3% de informações
ignoradas para ambas. Em Goiânia, a variável sexo da criança foi a única que apresentou
completitude satisfatória (figura 3).
53
Figura 3: Percentual de campos ignorados nas variáveis relacionadas ao nascimento e ao óbito infantil registradas no Sistema de Informações sobre Mortalidade – SIM, nas cinco cidades estudadas. 2005.
Do Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos (Sinasc) foram selecionadas as
variáveis: sexo da criança, idade da mãe, raça/cor, instrução da mãe, número de filhos
nascidos vivos, número de filhos nascidos mortos, tipo de parto, duração da gestação, peso ao
nascer, tipo de gravidez, índice de apgar no 1° e 5° minuto e número de consultas de pré-
natal.
As informações do Sinasc demonstraram grau de completitude satisfatório e aceitável
para a maioria das variáveis analisadas. Nas cidades de Recife e Porto Alegre, todas as
variáveis estudadas foram classificadas como informações satisfatórias por apresentar
completitude acima de 90% (figura 4).
Em Belém as variáveis número de filhos nascidos mortos (60,8%) e número de filhos
nascidos vivos (36,1%) foram classificadas como de completitude deficiente. Em Guarulhos e
Goiânia, a completitude da variável raça/cor foi deficiente (82,3% e 25,2%, respectivamente)
(figura 4).
54
Figura 4: Percentual de campos ignorados nas variáveis relacionadas ao nascimento e ao óbito infantil registradas no Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos – Sinasc, nas cinco cidades estudadas. 2005
6.7 Processamento dos dados
Nos bancos de dados de óbitos infantis do ano de 2005, para as cidades do estudo, não
foram encontradas duplicidades no número das declarações de óbitos (NUMERODO). Este
banco continha um total de 1.685 declarações de óbito, das quais apenas uma não dispunha do
nome da mãe, não sendo possível regatar a informação do nome da mãe na variável do nome
do falecido, sendo, portanto excluída do processo de linkage probabilístico e do linkage
determinístico visto que a variável número da declaração de nascido vivo (NUMERODN) da
mesma estava sem preenchimento.
55
Foi encontrado um total de 442 declarações de óbitos que cuja informação sobre o
número da declaração de nascidos vivos não foi preenchida, sendo 94 em Belém, 12 em
Recife, 240 em Guarulhos, 01 em Porto Alegre e 95 em Goiânia.
A unificação das bases de dados do SIM e do Sinasc foi realizada pelo método de
linkage em duas etapas: linkage determinístico e linkage probabilístico.
a) Linkage Determinístico
O linkage determinístico foi realizado por meio da variável unívoca constante nas duas
bases de dados (SIM e Sinasc), o número da declaração de nascido vivo (NUMERODN), uma
vez que para os óbitos de menores de um ano, essa variável deve estar preenchida na
declaração de óbito.
Para tanto, foram utilizados os programas: Epi Info, versão 6.04d de 1997, produzido
pelo Centro de Controle de Doenças dos Estados Unidos, e planilhas eletrônicas do Microsoft
Office Excel 2003. No Epi Info foi utilizada a opção Join do programa “MERGE file” para
vinculação dos os registros do SIM e do Sinasc através da variável “NUMERODN” presente
em ambas as bases de dados.
Foram pareados 1.130 (67,1%) óbitos no linkage determinístico, sendo 328 (69,5%)
em Belém, 357 (92,7%) em Recife, 51 (16,1%) em Guarulhos, 235 (96,6%) em Porto Alegre
e 159 (56,3%) em Goiânia.
Os registros não pareados no linkage determinístico foram relacionados por meio do
relacionamento probabilístico.
b) Linkage Probabilístico
Nessa segunda etapa foi realizado linkage probabilístico entre os registros de óbitos de
menores de um ano com os registros de nascimento que não foram pareados na primeira etapa
do linkage (determinístico).
A unificação dos bancos de dados foi realizada através de um programa usado para
associar arquivos com base no relacionamento probabilístico de registros denominado Reclink
III� versão 3.0.4.4005,, desenvolvido por Camargo Jr. e Coeli (2000), e está disponível
gratuitamente na internet.
O linkage foi executado por meio de várias rotinas automáticas de processamento de
arquivos, utilizando uma estratégia de múltiplos passos, associada, no final a uma revisão
manual dos pares duvidosos, visando classificá-los como pares verdadeiros ou não-pares. Em
56
cada passo foi empregado uma determinada chave de blocagem. As rotinas automáticas
utilizadas foram: padronização, relacionamento e combinação dos arquivos.
� Rotina de Padronização
Esta rotina teve por objetivo padronizar os arquivos para posterior utilização das
rotinas de relacionamento probabilístico. Esta padronização, de acordo com Camargo Jr. e
Coeli (2000), visa basicamente: manter formatos de campos idênticos em diferentes arquivos,
de modo que se possa fazer a associação entre os mesmos (ex. campos data com mesmo
formato, nomes escritos em caixa alta); quebrar campos “nome” em seus componentes (ex.
primeiro, último, etc.); trabalhar apenas com os campos necessários, uma vez que um arquivo
com um número grande de campos que não serão utilizados apenas reduz a velocidade de
execução do relacionamento.
A partir dos bancos de dados originais do SIM e do Sinasc foram criados dois novos
bancos de dados padronizados. Os novos bancos foram compostos pelos campos-chaves de
cada arquivo, utilizados no processo de blocagem e pareamento e os campos utilizados nos
critérios de decisão sobre verdadeiro status de um par na revisão manual. Por tanto, nesta
rotina foram definidas as seguintes variáveis:
Descrição das Variáveis Variáveis SIM Variáveis Sinasc Campos - Rotinas
Nome da mãe NOMEMAE NOMEMAE Campos de comparação
Data de nascimento da criança DTNASC DTNASC
Soundex do primeiro nome da mãe PBLOCONM PBLOCONM
Chaves de blocagem Soundex do último nome da mãe UBLOCONM UBLOCONM
Nome do município de residência MUNRES MUNRES
Sexo da criança SEXO SEXO
Endereço de Residência da mãe ENDRES ENDRES
Variáveis para critério de decisão (inspeção manual dos pares)
Bairro de Residência da mãe BAIRES BAIRES
Complemento endereço de residência COMPLRES COMPLRES
Idade da mãe IDADEMAE IDADEMAE
Data do óbito da criança DTOBITO
Ano de nascimento da criança ANONASC ANONASC Quadro 5: Descrição das variáveis padronizadas para o linkage probabilístico
Os campos utilizados para critério de decisão (seleção manual) não foram modificados
sendo realizada, apenas uma cópia simples, já os campos de comparação e utilizados no
57
processo de pareamento e blocagem (chaves de blocagem) foram convertidos no formato
caractere específicos a exceção da variável “SEXO”.
� Nome da mãe: inicialmente essa variável foi utilizada para gerar a variável
padronizada “NOMEMAE” na qual todos os caracteres foram transformados em
caixa alta. Também foram eliminadas as pontuações usadas em possíveis
abreviaturas e retirado os caracteres “DE”, “DA” e “DAS”, acentos e espaços
duplos. Posteriormente utilizou-se essa variável para criar dois blocos a partir do
código fonético (soundex) que armazenam o primeiro (PBLOCONM) e o último
bloco (UBLOCONM) respectivamente por meio da rotina ”subdividir nome”.
� Data de nascimento da criança: foi convertida para o formato AAAAMMDD.
Posteriormente, essa variável foi utilizada para criar os campos ano nascimento
(ANONASC);
� Município de residência: Foram eliminadas as pontuações usadas em possíveis
abreviaturas e retirado os caracteres “DE”, “DA” e “DAS”, acentos e espaços
duplos.
� Rotina de relacionamento
O módulo de relacionamento de registros envolve dois processos básicos: a blocagem
e o pareamento de registros. A blocagem consiste na criação de blocos lógicos de registros
dentro dos arquivos a serem relacionados, permitindo que a comparação entre registros se
faça de uma forma mais otimizada, e o pareamento de registros é baseado na construção de
escores para os diferentes pares possíveis obtidos a partir de uma determinada estratégia de
blocagem empregada. O escore final de cada par é construído a partir da soma dos escores
ponderados de cada campo empregado no processo de pareamento permitindo desta maneira
que cada campo contribua de forma diferenciada para o escore total do par.
Os arquivos padronizados na etapa anterior foram relacionados a partir dos parâmetros
de blocagem e pareamento definidos abaixo, tendo como arquivo de comparação os bancos de
dados do Sinasc por apresentar o maior número de Registros e como arquivo de referência o
banco de dados do SIM. O processo relacionamento se iniciou pela chave de blocagem mais
58
específica sendo posteriormente utilizadas as chaves de blocagem mais sensíveis nos passos
subseqüentes.
Passos Configuração dos campos de Blocagem
1 Soundex do primeiro e último nome da mãe + município de residência + sexo da criança
2 Soundex do primeiro e último nome da mãe + município de residência
3 Soundex do primeiro nome da mãe + município de residência + sexo da criança
4 Soundex do último nome da mãe + município de residência + sexo da criança
5 Soundex do primeiro nome da mãe + município de residência
6 Soundex do último nome da mãe + município de residência
7 Município de residência + sexo da criança
Quadro 6: Configuração dos campos de blocagem para cada passo do Linkage probabilístico
Cada chave de blocagem representou uma estratégia de pareamento de registro que foi
baseada na construção de escores para diferentes pares possíveis. Para construção dos escores
estimou-se a probabilidade de identificar um par como verdadeiro quando ele é realmente
verdadeiro e a probabilidade de identificar um par como verdadeiro quando ele é falso. A
partir dessas probabilidades foram construídos dois fatores de ponderação: um para situação
de concordância e outro para situação de discordância. O escore final de um determinado par
foi obtido somando os escores ponderados atribuído à comparação de cada campo avaliado do
bloco.
Para calcular as probabilidades foi criado um arquivo de configuração (.cln) que
continham os parâmetros utilizados no pareamento. Inicialmente foram utilizados na
configuração desse arquivo parâmetros sugeridos pelos autores do programa ReclinkIII.
Configuração dos campos de comparação*
Comparação Comparar Correto Incorreto Limiar Referência
NOMEMAE Aprox. 92 1 85 NOMEMAE
DTNASC Caracter 90 5 65 DTNASC
*Parâmetros sugeridos pelos autores do programa ReclinkIII
Quadro 7: Configuração inicial dos campos de comparação na rotina de relacionamento na etapa do linkage probabilístico
O arquivo de configuração criado foi utilizado pela rotina “calcula parâmetro” para
estimar a probabilidade de identificar um par como verdadeiro quando ele é falso utilizando
uma fração amostral de 10%. Para estimar a probabilidade de identificar um par como
59
verdadeiro quando ele é realmente verdadeiro foi utilizado o programa CalcParms que
disponibiliza rotinas de estimação que usam o algoritmo EM (Expectation-Maximisation)
(Apêndice B).
Após a estimação dos parâmetros, foram alteradas as configurações dos campos de
comparação, conforme o quadro abaixo
Configuração dos campos de comparação*
Comparação Comparar Correto Incorreto Limiar Referência
NOMEMAE Aprox. 82,758844 1 85 NOMEMAE
DTNASC Caracter 99,621837 3,26696 65 DTNASC
*Parâmetros definidos após estimação
Quadro 8: Configuração final dos campos de comparação na rotina de relacionamento na etapa do linkage probabilístico
� Rotina de combinação
Operação de combinação de arquivos permite que se crie um novo arquivo a partir de
dois outros, com base no arquivo de relacionamento.
A partir desta rotina se identificou pares verdadeiros que foram salvos em um arquivo
separado e foram gerados novos bancos de dados nos quais não constaram os pares
verdadeiros selecionados. Para cada dois novos arquivos gerados foram aplicadas novas
estratégias de pareamento utilizando uma nova chave de blocagem menos específica do que a
anterior (estratégia de múltiplos passos).
Os arquivos com pares verdadeiros identificados em cada passo do linkage
probabilístico foram unificados em um único arquivo para possibilitar a análise do banco de
dados relacionado.
As ilustrações a seguir sintetizam a estruturação dos bancos de dados e das etapas do
linkage (Figura 5), e o número de pares obtidos a cada passo do linkage probabilístico (Figura
6).
60
Figura 5: Estruturação dos bancos de dados e das etapas do linkage entre SIM e Sinasc – Determinístico e Probabilístico
61
Figura 6: Número de pares obtidos em cada passo do linkage probabilístico Nota: * Não houve pares nos passos 6 e 7.
6.8 Exploração dos dados
Para a exploração dos dados relacionados foram utilizados os programas: Tabwin 3.4
produzido pelo Departamento de Informação e Informática do SUS (DATASUS), o Epi Info
versão 6.04c de 1997 produzido pelo Centro de Controle de Doenças dos Estados Unidos
(CDC), planilhas eletrônicas e o software SPSS 13.0 for Windows.
62
6.9 Análise dos dados
Foram realizadas as seguintes análises:
a) Análise Descritiva:
Foi realizada a análise do perfil da mortalidade infantil no Brasil e para as cinco
cidades analisadas. Tendo sido calculados, pelo método direto, os Coeficientes de mortalidade
infantil e para cada componente, a série histórica da mortalidade infantil entre os anos de
1996 e 2005, com cálculo de regressão linear simples para análise de tendência.
Verificou-se também a mortalidade proporcional por grupos de causa, e os diferenciais
dos coeficientes de mortalidade infantil entre as cidades selecionadas, por meio da SMR
(Standard Mortality Ratio).
b) Análise Univariada:
Para verificar a associação entre o desfecho e as cada variável independente, foram
construídas tabelas de distribuição de freqüência, tabulação cruzada entre variáveis, cálculo de
odds ratio (OR) bruta e respectivos intervalos de confiança de 95% (IC 95%), cálculo da
significância estatística da associação, utilizando o teste de Qui-Quadrado.
c) A análise multivariada: Adotou-se a estratégia proposta por Victora et al (1997), que utiliza modelos
hierarquizados.
De acordo com essa estratégia, todas as variáveis com valores de p <0,20 na análise
univariada são selecionadas para análise multivariada, com o objetivo de evitar a exclusão de
variáveis potencialmente importantes.
Nessa estratégia de análise, a introdução das variáveis ocorre em etapas, iniciando com
as variáveis dos níveis mais distais e introduzindo-se simultaneamente apenas variáveis de um
mesmo nível (VICTORA et al. 1997; MOSLEY, 1984; LIMA et al. 2008).
A seleção de fatores na regressão logística foi feita de acordo com um modelo teórico
que hierarquiza as inter-relações entre os diversos grupos de fatores. De acordo com o modelo
utilizado, fatores nos níveis superiores da hierarquia influenciam o desfecho através de um
efeito independente e/ou um efeito intermediado por fatores nos níveis inferiores. Isto se
traduz na prática de análise, pela avaliação do efeito dos fatores de interesse ajustados apenas
para os fatores de confusão pertencentes a um nível hierárquico igual ou superior ao seu.
63
Portanto, a regressão logística foi realizada em cinco etapas:
- Na primeira etapa foram introduzidas de uma só vez, as variáveis do nível distal, que na
análise univariada apresentassem p<0,20; permanecendo no modelo multivariado as variáveis
que mantivessem um p-valor menor que 0,10.
- A segunda etapa consistiu em aplicar o modelo multivariado do nível intermediário,
composto pelas características da assistência à saúde materno-infantil, que na análise
univariada apresentassem p<0,20; permanecendo no modelo as variáveis que mantivessem
um p-valor menor que 0,10.
- Na terceira etapa, procedeu-se de forma semelhante às etapas anteriores, aplicando-se o
modelo multivariado das variáveis biológicas (nível proximal).
- A quarta etapa seguinte foi o estudo das variáveis dos níveis distal e intermediário, estas
foram introduzidas no modelo simultaneamente, independente de mudanças no valor da
significância estatística das variáveis do nível distal que já estivessem no modelo. Neste
momento, permaneceram no modelo, as variáveis do nível intermediário que mantivessem um
p-valor menor que 0,10. Assim, estas variáveis do nível intermediário estavam sendo
ajustadas pelas variáveis que se mantinham no nível distal.
- Por fim, na quinta etapa, mantidas as variáveis dos níveis, distal e intermediário,
introduziram-se as variáveis do nível proximal que apresentaram na análise multivariada
anterior, p-valor menor que 0,10 e independente de possíveis mudanças na significância
estatística das variáveis dos níveis distal e intermediário, foram mantidas as variáveis do nível
proximal que mantivessem um p-valor menor que 0,10. Desta forma completava-se a análise
hierarquizada.
A análise dos fatores de risco para os componentes da mortalidade infantil
(neonatal e pós-neonatal) foi realizada a partir da agregação das cinco cidades do estudo,
considerando que, dada a estratificação das variáveis por componente e por cidade, quando
analisadas as categorias de cada variável independente, o estudo enfrentaria a questão da
instabilidade dos pequenos números.
Portanto, para cada componente analisado, consideraram-se como casos os óbitos
por componente da mortalidade infantil (neonatal e pós-neonatal) relacionados por meio de
linkage ao respectivo registro no Sinasc, e como controles os sobreviventes selecionados a
partir de uma nova amostra aleatória do total de controles anteriormente definidos em cada
cidade.
64
A cidade de residência não foi considerada como variável independente nessa
análise, uma vez que a amostra dos controles para o grupo de casos, foi realizada para cada
cidade, havendo uma proporção de 3 controles para cada caso, havendo, portanto uma
proporção semelhante entre os óbitos e a amostra dos sobreviventes.
Foi mantida a hierarquização das variáveis de exposição em três níveis (distal
intermediário e proximal). Sendo também realizada a análise de associação entre as variáveis
de exposição e a variável de desfecho (óbitos) em duas etapas: análise univariada e análise
multivariada (regressão logística).
Considerando que a variável resposta era dicotômica, estabeleceu-se que a não-
ocorrência do evento (óbito) seria igual a “0” e a ocorrência do óbito igual a “1”. Para todas as
variáveis de exposição, considerou-se “0” para as categorias de referência.
A regressão logística foi realizada por meio do programa SPSS 13.0 for Windows
(SPSS Inc., Chicago, Estados Unidos), utilizando-se o procedimento backwards, com níveis
de significância de 5% e 10% para inclusão e exclusão de variáveis, respectivamente. Foram
obtidos os OR ajustados com seus respectivos intervalos de confiança, considerando o valor
de p significante a 5%.
Foi realizado um modelo multivariado de regressão logística para cada cidade do
estudo e para os componentes da mortalidade infantil (neonatal e pós-neonatal).
6.10 Aspectos éticos
Esse projeto faz parte faz parte da pesquisa intitulada “Integração de bancos de dados
como metodologia para melhoria do acesso e qualidade da informação na gestão em
epidemiologia” desenvolvida no Laboratório de Análises de Sistemas de Informação em
Saúde – LABSIS- NESC- CPqAM- FIOCRUZ.
Esta pesquisa constitui-se em uma cooperação entre o LABSIS- NESC- CPqAM-
FIOCRUZ com a Secretaria de Vigilância em Saúde – SVS/MS. Já tendo sido submetida ao
Comitê de Ética em Pesquisa do Centro de Pesquisas Aggeu Magalhães/FIOCRUZ em
25/07/2007 e aprovada em 06/12/2007 com parecer número 67/07 (Anexo B).
A pesquisa utilizou dados secundários do SIM e Sinasc fornecidos pela SVS/MS
através do termo de cessão e utilização dos bancos de dados e mediante assinatura do termo
de responsabilidade (Anexo C).
65
O estudo foi realizado dentro dos padrões de ética científica, garantido o anonimato
das pessoas registradas nos bancos de dados.
66
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67
7 RESULTADOS
Os resultados apresentados:
a) Descrevem o perfil da mortalidade infantil nas cidades estudadas;
b) Identificam os fatores de risco para mortalidade infantil e seus diferenciais nas cinco
cidades estudadas;
c) Identificam os fatores de risco para mortalidade infantil subdividida em seus
componentes (neonatal e pós-neonatal);
d) Descreve a contribuição do linkage entre os bancos de dados do SIM e do Sinasc para
o estudo da mortalidade infantil.
7.1 Perfil da Mortalidade Infantil nas cidades estudadas
Entre as cinco cidades estudadas, no ano de 2005, Porto Alegre é a que apresentou a
menor taxa de mortalidade infantil (12,9/1.000 nascidos vivos), seguida pelas cidades de
Goiânia e Guarulhos, 13,7 e 14,7/1.000 nascidos, respectivamente. Enquanto que Belém foi a
cidade com maior CM Infantil dentre as analisadas (20,0/1.000 nascidos vivos) (tabela 3).
No primeiro ano do decênio estudado, Guarulhos foi a cidade que apresentou o mais
alto CM infantil (31,6/1.000 nascidos vivos), representando uma taxa de 1,2 vezes maior que
a taxa do país (25,5/1.000 nascidos vivos) e 1,8 vezes maior do que Goiânia, a cidade com o
mais baixo CM infantil em 1996 (17, 7/1.000 nascidos vivos) (tabela 3).
Embora Guarulhos apresentasse a maior taxa de mortalidade infantil no início da série,
foi também a cidade onde se verificou a maior redução deste indicador, passando de
31,6/1.000 nascidos vivos em 1996 para 14,7/1.000 nascidos vivos em 2005, uma redução de
53% (tabela 3).
Recife foi a cidade que apresentou a segunda maior redução no CM infantil na série
histórica, entre as cinco cidades estudadas, passando de 26,6 óbitos a cada 1.000 nascidos
vivos em 1996 para 16,6/1.000 nascidos vivos em 2005, com variação percentual de -38%
(tabela 3).
68
A mortalidade infantil na cidade de Belém em 1996 era de 24,1/1.000 nascidos vivos,
passando para 20,0/1.000 nascidos vivos em 2005, se constituindo na menor variação
percentual entre as cidades do estudo (-17%) (tabela 3).
Tabela 3: Coeficiente de mortalidade infantil* (por 1.000 nascidos vivos) nas cinco cidades estudadas. 1996 a 2005
Ano Belém Recife Guarulhos Porto Alegre Goiânia
1996 24,1 26,6 31,6 18,5 17,7
1997 27,2 25,4 27,4 15,7 18,9
1998 30,4 21,6 25,1 16,4 19,9
1999 28,0 22,2 21,6 12,2 16,9
2000 27,7 20,4 21,3 14,8 15,5
2001 28,2 18,1 18,0 14,2 14,8
2002 21,9 18,5 15,9 14,0 13,9
2003 23,0 15,5 16,2 13,3 15,4
2004 20,9 16,2 16,9 12,2 13,6
2005 20,0 16,6 14,7 12,9 13,7
Variação %** -17% -38% -53% -30% -23% Nota: * CMI – Coeficiente de Mortalidade Infantil calculado pelo método direto ** Variação percentual entre os anos extremos da série estudada (1996 e 2005).
O cálculo da Standard Mortality Ratio — SMR (Método Indireto de Padronização),
para o coeficiente de mortalidade infantil nas cinco estudadas analisadas, reforça a existência
de importantes desigualdades na ocorrência dos óbitos em menores de um ano.
Tendo como padrão o Brasil (SMR = 1,00), onde não haveria diferença entre a
mortalidade encontrada e a esperada, observa-se na tabela 4 que a cidade de Belém apresenta
SMR mais elevada (1,18). Enquanto que as cidades de Guarulhos, Porto Alegre e Goiânia
apresentaram a SMR menor que 1, indicando taxas menores do que a apresentada no País.
Apenas para a cidade de Recife esta diferença não foi estatisticamente significante.
A figura 7 trata da distribuição dos intervalos de confiança (IC 95%) da Standard
Mortality Ratio — SMR para as cinco cidades estudadas, reforçando a constatação das
desigualdades no risco das mortes infantis.
69
Tabela 4: Standard Mortality Ratio (SMR) por cidade para o Coeficiente de Mortalidade Infantil (CMI) no ano de 2005
Local Nº Óbitos Nº Nascidos Vivos CMI** SMR*** IC 95% p-valor
Brasil* 51.544 3.035.096 17,0 1,00 - -
Belém 472 23.544 20,0 1,18 1,08 – 1,29 <0,001
Recife 385 23.221 16,6 0,98 0,88 – 1,08 0,660
Guarulhos 316 21.489 14,7 0,87 0,78 – 0,97 0,012
Porto Alegre 244 18.944 12,9 0,76 0,67 – 0,86 <0,001
Goiânia 268 19.631 13,7 0,81 0,72 – 0,91 <0,001
* Brasil - Referência ** CMI – Coeficiente de Mortalidade Infantil calculado pelo método direto *** SMR – Standard Mortality Ratio
Figura 7: Intervalos de confiança da Standard Mortality Ratio (SMR) por cidade para o Coeficiente de Mortalidade Infantil (CMI) no ano de 2005
Em relação à cidade de Belém, em 1996 foram registrados 695 de óbitos em menores
de um ano, dos quais 71,1% ocorreram no componente neonatal, sendo 55,4% no neonatal
precoce e 15,7% no neonatal tardio. O componente pós-neonatal representou 28,9% dos
óbitos infantis nesse ano (tabela 5).
No ano de 2005, os óbitos neonatais passaram a representar 70,1% da mortalidade
infantil, sendo 50,8% no período neonatal precoce e 19,7% no período neonatal tardio,
enquanto que o componente pós-neonatal passou a representar 29,4% dos óbitos (tabela 5).
Belém
Recife
Guarulhos
Goiânia
Porto Alegre
1
1,08 – 1,29
0,88 – 1,08
0,78 – 0,97
0,72 – 0,91
0,67 – 0,86
70
Tabela 5: Coeficientes de mortalidade infantil (por 1.000 nascidos vivos). Belém, 1996 a 2005
Mortalidade Infantil
Ano
1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005
Infantil n 695 755 808 814 761 720 565 580 512 472
CM 24,1 27,2 30,4 28,0 27,7 28,2 21,9 23,0 20,9 20,0
Neonatal precoce
n 385 429 446 473 410 377 318 300 266 240
% 55,4 56,8 55,2 58,1 53,9 52,4 56,3 51,7 52 50,8
CM 13,4 15,5 16,8 16,3 14,9 14,7 12,3 11,9 10,9 10,2
Neonatal tardio n 109 167 158 179 185 160 108 150 122 93
% 15,7 22,1 19,6 22 24,3 22,2 19,1 25,9 23,8 19,7
CM 3,8 6,0 5,9 6,2 6,7 6,3 4,2 5,9 5,0 3,9
Pós-neonatal
n 201 159 204 162 166 183 139 130 124 139
% 28,9 21,1 25,2 19,9 21,8 25,4 24,6 22,4 24,2 29,4
CM 7,0 5,7 7,7 5,6 6,0 7,2 5,4 5,2 5,1 5,9
A figura abaixo mostra a distribuição dos coeficientes de mortalidade infantil e de seus
componentes na cidade de Belém no período de 1996 a 2005.
Figura 8: Coeficientes de mortalidade infantil (por mil nascidos vivos). Belém, 1996 a 2005
A tabela 6 trata da análise de regressão linear, na qual se verifica que a tendência da
mortalidade infantil na cidade de Belém entre os anos de 1996 e 2005, foi estatisticamente
decrescente para o CM Infantil e para o CM Neonatal precoce. O decréscimo anual do CM
infantil (valor de “b” das equações do modelo linear) foi de 0,822 óbito/1.000 nascidos vivos,
com coeficiente de determinação de 48,3%, e para o CM neonatal precoce foi de 0,592
óbito/1.000 nascidos vivos com coeficiente de determinação de 60,9%.
71
Para os coeficientes de mortalidade dos componentes neonatal tardio e pós-neonatal,
não foi possível determinar uma tendência estatisticamente significante (tabela 6).
Tabela 6: Análise de tendência (linear) da série histórica dos coeficientes de mortalidade infantil. Belém, 1996 a 2005
Coeficiente de Mortalidade Modelo* R² (%)** p*** Tendência
CM Infantil y= 29,66 - 0,822x 48,3 0,026 Decrescente
CM Neonatal Precoce y= 16,94 - 0,592x 60,9 0,008 Decrescente
CM Neonatal Tardio y= 5, 81 - 0,075x 4,5 0,554 -
CM Pós-neonatal y= 6,95 - 0,157x 27,9 0,116 -
* y = a + bx, sendo y = coeficiente de mortalidade por 1.000 nascidos vivos, a = constante, b = inclinação da reta ** R² = coeficiente de determinação ***p = nível descritivo do coeficiente “b”
Quanto à causa básica dos óbitos infantis em Belém, ao comparar os anos extremos da
série (1996 e 2005), verifica-se que as afecções originadas no período perinatal configuram-se
na primeira causa de morte, representando 65,8% dos óbitos infantis em 1996, passando para
e 61,2% em 2005, com uma redução de 6,9%. As malformações congênitas apresentaram o
maior incremento (112,1%), passando de 8,5% em 1996 para 18,0% do total das mortes de
menores de um ano em 2005 (tabela 7).
Constata-se um decréscimo na mortalidade proporcional por doenças infecciosas e
parasitárias, (-22,67) e das doenças do aparelho respiratório (-37,3%). Entretanto, as causas
maldefinidas apresentaram um aumento de 24,0%, com uma proporção de 2,7% dos óbitos
em 1996, chegando a 3,4% em 2005 (tabela 7).
Tabela 7: Número absoluto, percentual e variação percentual de óbitos de menores de um ano segundo causa básica (capítulo CID 10). Belém, 1996 e 2005
Causa Básica - Capítulo CID-10 1996 2005
Variação % n % n %
Algumas doenças infecciosas e parasitárias 78 11,2 41 8,7 -22,6
Doenças endócrinas nutricionais e metabólicas 11 1,6 6 1,3 -19,7
Doenças do aparelho respiratório 47 6,8 20 4,2 -37,3
Algumas afec originadas no período perinatal 457 65,8 289 61,2 -6,9
Malf cong deformid e anomalias cromossômicas 59 8,5 85 18,0 112,1
Sint sinais e achad anorm ex clín e laborat 19 2,7 16 3,4 24,0
Outros Capítulos 24 3,5 15 3,2 -8,0
Total 695 100,0 472 100,0
72
Ao analisar os dados da mortalidade proporcional segundo a causa básica na cidade de
Belém, em 2005, estratificada por componente do óbito, constata-se que, no componente
neonatal, as afecções perinatais representaram 84,4% dos óbitos, seguidas pelas malformações
congênitas (14,4%) (tabela 8).
Ainda em relação à tabela 8, observa-se que no componente pós-neonatal, as doenças
infecciosas e parasitárias se constituíram na principal causa dos óbitos (28,8%), seguidas das
malformações congênitas (26,6%) e das doenças do aparelho respiratório (13,7%). As causas
mal definidas corresponderam a 10,8% dos óbitos no período pós-neonatal, 16,8 vezes maior
do que no neonatal.
Tabela 8: Número absoluto e percentual de óbitos de menores de um ano segundo causa básica (capítulo CID 10) e componente da mortalidade infantil. Belém, 2005
Causa Básica - Capítulo CID-10
Neonatal Pós-neonatal Total
n % n % n %
Algumas doenças infecciosas e parasitárias 1 0,3 40 28,8 41 8,7
Doenças endócrinas nutricionais e metabólicas 0 0,0 6 4,3 6 1,3
Doenças do aparelho respiratório 1 0,3 19 13,7 20 4,2
Algumas afec originadas no período perinatal 281 84,4 8 5,8 289 61,2
Malf cong deformid e anomalias cromossômicas 48 14,4 37 26,6 85 18,0
Sint sinais e achad anorm ex clín e laborat 2 0,6 14 10,1 16 3,4
Outros capítulos 0 0,0 15 10,8 15 3,2
Total 333 100,0 139 100,0 472 100,0
Ao analisar os dados do decênio (1996 a 2005) para a cidade do Recife, observa-se
que a mortalidade infantil tem apresentado uma tendência de redução, com 733 óbitos e CMI
de 26,6 por mil nascidos vivos em 1996, passando para 385 óbitos e CMI de 16,6 por mil
nascidos vivos em 2005. Representando uma redução de 38% da taxa de mortalidade (tabela
9).
No tocante aos componentes da mortalidade infantil, em 1996 os óbitos neonatais
representavam 68,7% da mortalidade infantil com coeficiente de 18,2 por 1.000 nascidos
vivos, sendo 55,7% no período neonatal precoce e 13,0% neonatal tardio, enquanto que o
componente pós-neonatal representava 31,4% das mortes (tabela 9).
No ano de 2005, os óbitos neonatais passaram a representar 70,4% da mortalidade em
menores de um ano, com coeficiente de 11,7 a cada 1.000 nascidos vivos, sendo 56,4% no
período neonatal precoce e 14,0% no período neonatal tardio, enquanto que o componente
73
pós-neonatal passou a representar 29,6% dos óbitos infantis com coeficiente de 4,9 óbitos por
mil nascimentos (tabela 9).
Tabela 9: Coeficientes de mortalidade infantil (por 1.000 nascidos vivos). Recife, 1996 a 2005
Mortalidade Infantil Ano
1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005
Infantil 733 691 569 614 520 459 449 383 372 385
26.6 25.4 21.6 22.2 20.4 18.1 18.5 15.5 16.2 16.6
Neonatal precoce
N 408 406 340 362 318 290 247 212 209 217
% 55.7 58.8 59.8 59 61.2 63.2 55 55.4 56.2 56.4
CM 14.8 14.9 12.9 13.1 12.5 11.5 10.2 8.6 9.1 9.4
Neonatal tardio
N 95 102 71 77 64 44 70 52 47 54
% 13 14.8 12.5 12.5 12.3 9.6 15.6 13.6 12.6 14
CM 3.4 3.7 2.7 2.8 2.5 1.7 2.9 2.1 2.1 2.3
Pós-neonatal
N 230 180 154 175 138 125 132 119 116 114
% 31.4 26 27.1 28.5 26.5 27.2 29.4 31.1 31.2 29.6
CM 8.3 6.6 5.8 6.3 5.4 4.9 5.4 4.8 5.1 4.9
A figura 9 trata da distribuição dos coeficientes de mortalidade infantil e de seus
componentes na cidade de Recife no período de 1996 a 2005, revelando a tendência de
redução das taxas.
Figura 9: Coeficientes de mortalidade infantil (por mil nascidos vivos). Recife, 1996 a 2005
A análise de regressão linear da tendência da mortalidade infantil na cidade de Recife
entre os anos de 1996 e 2005 foi estatisticamente decrescente, tanto para o CM Infantil como
74
para os coeficientes por componente do óbito. O decréscimo do CM infantil por ano (valor de
“b” das equações do modelo linear) foi de 1,196 óbito/1.000 nascidos vivos, com coeficiente
de determinação de 90,1%. Entre os componentes, o CM neonatal precoce apresentou a
maior redução (0,729 óbito/1.000 nascidos vivos) com coeficiente de determinação de 91,8%
(tabela 10).
Tabela 10: Análise de tendência (linear) da série histórica dos coeficientes de mortalidade infantil. Recife, 1996 a 2005
Coeficiente de Mortalidade Modelo* R² (%)** p*** Tendência
CM Infantil y= 29,68 – 1,196x 90,1 <0,001 decrescente
CM Neonatal Precoce y= 15,71 - 0,729x 91,8 <0,001 decrescente
CM Neonatal Tardio y= 3,44 - 0,149x 54,0 0,015 decrescente
CM Pós Neonatal y= 7,39 - 0,298x 69,8 0,003 decrescente
Nota * y = a + bx, sendo y = coeficiente de mortalidade por 1.000 nascidos vivos, a = constante, b = inclinação da reta ** R² = coeficiente de determinação ***p = nível descritivo do coeficiente “b”
Quanto à causa básica dos óbitos infantis na cidade do Recife, ao comparar os anos de
1996 e 2005, as afecções originadas no período perinatal representaram a primeira causa de
morte, com 56,6% dos óbitos infantis em 1996, passando para e 60,8% em 2005, com uma
redução de 7,4% (tabela 11).
Nesse período, observa-se uma redução de 57,7% da mortalidade proporcional por
doenças infecciosas e das doenças do aparelho respiratório (-42,9%). Vale ressaltar a ausência
de óbitos por causas mal definidas em 2005,constituindo-se num importante aspecto da
qualidade das informações sobre a mortalidade infantil em Recife (tabela 11).
Tabela 11: Número absoluto, percentual e variação percentual de óbitos de menores de um ano segundo causa básica (capítulo CID 10). Recife, 1996 e 2005
Causa Básica - Capítulo CID-10
1996 2005
Variação % n % n %
Algumas doenças infecciosas e parasitárias 81 11,1 18 4,7 -57,7
Doenças endócrinas nutricionais e metabólicas 11 1,5 6 1,6 3,8
Doenças do aparelho respiratório 70 9,5 21 5,5 -42,9
Algumas afec originadas no período perinatal 415 56,6 234 60,8 7,4
Malf cong deformid e anomalias cromossômicas 114 15,6 83 21,6 38,6
Sint sinais e achad anorm ex clín e laborat 4 0,5 0 0,0 -100,0
Outros capítulos 42 5,7 23 6,0 4,3
Total 733 100,0 385 100,0
75
As afecções perinatais representaram 81,2% das causas de morte no período neonatal,
seguidas das malformações congênitas (16,6%), sendo esta também, a principal causa básica
entre os óbitos no componente pós-neonatal (33,3%). As doenças infecciosas e parasitárias
foram responsáveis por 14 mortes pós-neonatais (12,4%) (tabela 12).
Tabela 12: Número absoluto e percentual de óbitos de menores de um ano segundo causa básica (capítulo CID 10) e componente da mortalidade infantil. Recife, 2005
Causa Básica - Capítulo CID-10 Neonatal Pós-neonatal Total
n % n % n %
Algumas doenças infecciosas e parasitárias 4 1,5 14 12,3 18 4,7
Doenças endócrinas nutricionais e metabólicas 1 0,4 5 4,4 6 1,6
Doenças do aparelho respiratório 0 0,0 21 18,4 21 5,5
Algumas afec originadas no período perinatal 220 81,2 14 12,3 234 60,8
Malf cong deformid e anomalias cromossômicas 45 16,6 38 33,3 83 21,6
Outros capítulos 1 0,4 22 19,3 23 6,0
Total 271 100,0 114 100,0 385 100,0
Na cidade de Guarulhos a mortalidade infantil apresentou uma redução de 53% entre
os anos de 1996 e 2005, com CMI de 31,6 por mil nascidos vivos em 1996, passando para
14,7 por mil nascidos vivos em 2005. Sendo esta cidade, dentre as cinco analisadas, que teve
a maior redução, 1,6 vezes maior do que a variação percentual do Brasil (tabela 13).
Em 1996 os óbitos neonatais representavam 63,5% da mortalidade infantil com
coeficiente de 20,1 por 1.000 nascidos vivos, sendo 52,8% no período neonatal precoce (CM
16,7/1.000 nascidos vivos) e 10,7% neonatal tardio (CM 3,4/1.000 nascidos vivos), enquanto
que o componente pós-neonatal representava 36,6% das mortes, com CM de 11,6 a cada mil
nascimentos (tabela 13).
No ano de 2005, os óbitos neonatais passaram a representar 59,2% da mortalidade em
menores de um ano, com coeficiente de 8,7 a cada 1.000 nascidos vivos, sendo 36,7% no
período neonatal precoce e 22,5% no período neonatal tardio, enquanto que o componente
pós-neonatal passou a representar 40,8% dos óbitos infantis com coeficiente de 6,0 óbitos por
mil nascimentos (tabela 13).
76
Tabela 13: Coeficientes de mortalidade infantil (por 1.000 nascidos vivos). Guarulhos, 1996 a 2005
Mortalidade Infantil Ano
1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005
Infantil n 703 621 590 520 501 384 339 337 355 316
CM 31,6 27,4 25,1 21,6 21,3 18,0 15,9 16,2 16,9 14,7
Neonatal precoce
n 371 316 274 263 246 170 158 140 164 116
% 52,8 50,9 46,4 50,6 49,1 44,3 46,6 41,5 46,2 36,7
CM 16,7 13,9 11,7 10,9 10,4 7,9 7,4 6,7 7,8 5,4
Neonatal tardio
n 75 96 115 83 72 77 65 68 63 71
% 10,7 15,5 19,5 16 14,4 20,1 19,2 20,2 17,7 22,5
CM 3,4 4,2 4,9 3,5 3,1 3,6 3 3,3 3 3,3
Pós-neonatal
n 257 209 201 174 183 137 116 127 128 129
% 36,6 33,7 34,1 33,5 36,5 35,7 34,2 37,7 36,1 40,8
CM 11,6 9,2 8,6 7,2 7,8 6,4 5,4 6,1 6,1 6,0
A figura 10 mostra a tendência de redução dos coeficientes de mortalidade infantil e
de seus componentes na cidade de Guarulhos no decênio de 1996 a 2005.
Figura 10: Coeficientes de mortalidade infantil (por mil nascidos vivos). Guarulhos, 1996 a 2005
A tabela abaixo trata da análise de regressão linear da tendência da mortalidade
infantil na cidade de Guarulhos entre os anos de 1996 e 2005, constando-se uma tendência
estatisticamente decrescente, tanto para o CM Infantil como para os coeficientes por
componente do óbito. A redução anual do CM infantil (valor de “b” das equações do modelo
77
linear) foi de 1,76 óbito/1.000 nascidos vivos, com coeficiente de determinação de 89,6%
(tabela 14).
O coeficiente de mortalidade no período neonatal precoce apresentou uma redução
anual de 1,105 óbito/1.000 nascidos vivos, a maior redução entre os componentes. Os
coeficientes de determinação variaram de 90,1% a 31,7% (tabela 14).
Tabela 14 – Análise de tendência (linear) da série histórica dos coeficientes de mortalidade infantil. Guarulhos, 1996 a 2005
Coeficiente de Mortalidade Modelo* R² (%)** p*** Tendência
CM Infantil y= 30,54 - 1,760x 89,6 0,000 decrescente
CM Neonatal precoce y= 15,96 - 1,105x 90,1 0,000 decrescente
CM Neonatal tardio y= 4,14 - 0,110x 31,7 0,090 decrescente
CM Pós-neonatal y= 10,48 - 0,553x 77,0 0,001 decrescente
Nota * y = a + bx, sendo y = coeficiente de mortalidade por 1.000 nascidos vivos, a = constante, b = inclinação da reta ** R² = coeficiente de determinação ***p = nível descritivo do coeficiente “b”
Nos dois extremos da série analisada (1996 e 20065), as afecções perinatais
representaram a principal causa dos óbitos infantis em Guarulhos, seguidas das malformações
congênitas, esta com um incremento de 85,9% (tabela 15).
No decênio, observa-se uma redução da mortalidade proporcional de 44,4% por
doenças metabólicas e nutricionais, além do decréscimo das mortes por doenças infecciosas e
pelas doenças do aparelho respiratório de 10,3% e 34,6%, respectivamente (tabela 15).
Tabela 15: Número absoluto, percentual e variação percentual de óbitos de menores de um ano segundo causa básica (capítulo CID 10). Guarulhos, 1996 e 2005
Causa Básica - Capítulo CID-10 1996 2005
Variação % n % n %
Algumas doenças infecciosas e parasitárias 67 9,5 27 8,5 -10,3
Doenças endócrinas nutricionais e metabólicas 28 4,0 7 2,2 -44,4
Doenças do aparelho respiratório 102 14,5 30 9,5 -34,6
Algumas afec originadas no período perinatal 390 55,5 161 50,9 -8,2
Malf cong deformid e anomalias cromossômicas 67 9,5 56 17,7 85,9
Sint sinais e achad anorm ex clín e laborat 7 1,0 2 0,6 -36,4
Outros capítulos 8 1,1 33 10,4 817,7
Total 703 100,0 316 100,0
Em Guarulhos, no ano de 2005, as afecções perinatais representaram 78,1% das causas
de morte no período neonatal, seguidas das malformações congênitas (19,3%). No
componente pós-neonatal, as doenças infecciosas e parasitárias responderam a 20,9% das
78
mortes, sendo importante destacar também, a mortalidade proporcional pelas doenças do
aparelho respiratório (19,4%) (tabela 16).
Tabela 16: Número absoluto e percentual de óbitos de menores de um ano segundo causa básica (capítulo CID 10) e componente da mortalidade infantil. Guarulhos, 2005
Causa Básica - Capítulo CID-10
Neonatal Pós-neonatal Total
n % n % n %
Algumas doenças infecciosas e parasitárias 0 0,0 27 20,9 27 8,5
Doenças endócrinas nutricionais e metabólicas 0 0,0 7 5,4 7 2,2
Doenças do aparelho respiratório 5 2,7 25 19,4 30 9,5
Algumas afec originadas no período perinatal 146 78,1 15 11,6 161 50,9
Malf cong deformid e anomalias cromossômicas 36 19,3 20 15,5 56 17,7
Sint sinais e achad anorm ex clín e laborat 0 0,0 2 1,6 2 0,6
Outros capítulos 0 0,0 33 25,6 33 10,4
Total 187 100,0 129 100,0 316 100,0
Em Porto Alegre, os dados do decênio (1996 a 2005) revelam uma tendência de
redução 39% da mortalidade infantil, passando de 443 óbitos infantis, com CMI de 18,5 por
mil nascidos vivos em 1996, para 239 óbitos e CMI de 12,9 por mil nascidos vivos em 2005
(tabela 17).
No início da série estudada, o componente pós-neonatal concentrava 47,4% dos óbitos
infantis, seguido pelos óbitos no período neonatal precoce (36,6%) e neonatal tardio (16,0%)
(tabela 17).
No ano de 2005, verifica-se uma redução de 36,4% do coeficiente de mortalidade pós-
neonatal, passando de 8,8/1.000 nascidos vivos em 1996, para 5,6/1.000 nascidos vivos em
2005 (tabela 17).
Nesse mesmo período, verifica-se um decréscimo nas taxas de mortalidade neonatal,
tanto no período neonatal precoce (-29,4%) passando de 6,8/1.000 nascidos vivos em 1996
para 4,8/1.000 nascidos vivos em 2005, como no neonatal tardio (-3,3%), com CM de
3,0/1.000 nascidos vivos em 1996 e CM de 2,5 a cada 1.000 nascidos (tabela 17).
79
Tabela 17: Coeficientes de mortalidade infantil (por 1.000 nascidos vivos). Porto Alegre, 1996 a 2005
Mortalidade Infantil Ano
1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005
Infantil n 443 372 380 292 349 297 280 256 239 244
CM 18,5 15,7 16,4 12,2 14,8 14,2 14,0 13,3 12,2 12,9
Neonatal precoce
n 162 139 143 121 142 110 94 98 89 90
% 36,6 37,4 37,6 41,4 40,7 37 33,6 38,3 37,2 36,9
CM 6,8 5,9 6,2 5,1 6 5,3 4,7 5,1 4,6 4,8
Neonatal tardio
n 71 81 53 49 55 69 50 45 57 47
% 16,0 21,8 13,9 16,8 15,8 23,2 17,9 17,6 23,8 19,3
CM 3,0 3,4 2,3 2,1 2,3 3,3 2,5 2,3 2,9 2,5
Pós-neonatal
n 210 152 184 122 152 118 136 113 93 107
% 47,4 40,9 48,4 41,8 43,6 39,7 48,6 44,1 38,9 43,9
CM 8,8 6,4 7,9 5,1 6,5 5,7 6,8 5,9 4,8 5,6
A figura 11 demonstra a diminuição das taxas de mortalidade infantil e de seus
componentes ao longo da série histórica dos anos de 1996 e 2005 em Porto Alegre.
Figura 11: Coeficientes de mortalidade infantil (por mil nascidos vivos). Porto Alegre, 1996 a 2005
80
A análise de regressão linear demonstra que a tendência da mortalidade infantil na
cidade de Porto Alegre entre os anos de 1996 e 2005, foi estatisticamente decrescente para o
CM Infantil e para o CM Pós-neonatal (tabela 18).
Ainda em relação à tabela 18, verificou-se um decréscimo anual do CM infantil (valor
de “b” das equações do modelo linear) de 0,515 óbito/1.000 nascidos vivos, com coeficiente
de determinação de 75,2%, e para o CM pós-neonatal foi de 0,277óbito/1.000 nascidos vivos
com coeficiente de determinação de 45,9%.
Para os coeficientes de mortalidade dos componentes neonatal precoce e neonatal
tardio, não foi possível determinar uma tendência estatisticamente significante, com
coeficientes de determinação de 22,5% e 5,4%, respectivamente (tabela 18).
Tabela 18: Análise de tendência (linear) da série histórica dos coeficientes de mortalidade infantil. Porto Alegre, 1996 a 2005
Coeficiente de Mortalidade Modelo* R² (%)** p*** Tendência
CM Infantil y= 17,25 - 0,515x 75,2 0,007 decrescente
CM Neonatal Precoce y= 6,60 - 0,209x 22,5 0,166
CM Neonatal Tardio y= 2,85 - 0,035x 5,4 0,518
CM Pós Neonatal y= 7,87 - 0,277x 45,9 0,031 decrescente
* y = a + bx, sendo y = coeficiente de mortalidade por 1.000 nascidos vivos, a = constante, b = inclinação da reta ** R² = coeficiente de determinação ***p = nível descritivo do coeficiente “b”
Quando se compara os dois anos de 1996 e 2005, observa-se que as afecções
originadas no período perinatal representaram na primeira causa de morte 46,0% dos óbitos
infantis em 1996 e 50,8% em 2005, com um aumento de 10,4%. As malformações congênitas
se constituíram a segunda maior causa das mortes em menores de um ano, com 22,1% em
1996 e 27,5% em 2005, com uma variação de 24,1% (tabela 19).
Vale ressaltar a redução de 61,1% dos óbitos infantis por doenças infecciosas e
parasitárias, seguida das doenças do aparelho respiratório (-51,9%) e das doenças endócrinas,
nutricionais e metabólicas (-39,5%) (tabela 19).
81
Tabela 19: Número absoluto, percentual e variação percentual de óbitos de menores de um ano segundo causa básica (capítulo CID 10). Porto Alegre, 1996 e 2005
Causa Básica - Capítulo CID-10 1996 2005
Variação % n % n %
Algumas doenças infecciosas e parasitárias 42 9,5 9 3,7 -61,1
Doenças endócrinas nutricionais e metabólicas 6 1,4 2 0,8 -39,5
Doenças do aparelho respiratório 68 15,3 18 7,4 -51,9
Algumas afec originadas no período perinatal 204 46,0 124 50,8 10,4
Malf cong deformid e anomalias cromossômicas 98 22,1 67 27,5 24,1
Sint sinais e achad anorm ex clín e laborat 4 0,9 5 2,0 126,9
Outros capítulos 21 4,7 19 7,8 64,3
Total 443 100,0 244 100,0
As afecções perinatais e as malformações congênitas foram as causas básicas dos
óbitos no período neonatal, concentrando 72,3% e 27,7% das mortes. Sendo estas também as
principais causas da mortalidade pós-neonatal (tabela 20).
Tabela 20: Número absoluto e percentual de óbitos de menores de um ano segundo causa básica (capítulo CID 10) e componente da mortalidade infantil. Porto Alegre, 2005
Causa Básica - Capítulo CID-10
Neonatal Pós-neonatal Total
n % n % n %
Algumas doenças infecciosas e parasitárias 0 0,0 9 8,4 9 3,7
Doenças endócrinas nutricionais e metabólicas 0 0,0 2 1,9 2 0,8
Doenças do aparelho respiratório 0 0,0 18 16,8 18 7,4
Algumas afec originadas no período perinatal 99 72,3 25 23,4 124 50,8
Malf cong deformid e anomalias cromossômicas 38 27,7 29 27,1 67 27,5
Sint sinais e achad anorm ex clín e laborat 0 0,0 5 4,7 5 2,0
Outros capítulos 0 0,0 19 17,8 19 7,8
Total 137 100,0 107 100,0 244 100,0
Em relação à cidade de Goiânia, a mortalidade infantil apresentou uma redução de
23% entre os anos de 1996 e 2005, com CMI de 17,7 por mil nascidos vivos em 1996,
passando para 13,7 por mil nascidos vivos em 2005 (tabela 21).
O CM neonatal passou de 10,9/1.000 nascidos vivos em 1996 para 10,1/1.000
nascidos vivos em 2005. Os óbitos no período neonatal precoce concentravam 43,6% das
mortes de menores de um ano em 1996, aumentando para 54,1% em 2005 (tabela 21).
A taxa de mortalidade pós-neonatal reduziu 48,5%, sendo de 6,8 óbitos a cada 1.000
nascidos vivos em 1996 e de 3,5/1.000 nascidos vivos em 2005 (tabela 21).
82
Tabela 21: Coeficientes de mortalidade infantil (por 1.000 nascidos vivos). Goiânia, 1996 a 2005
Mortalidade Infantil
Ano
1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005
Infantil n 399 415 428 352 315 293 278 310 270 268
CM 17,7 18,9 19,9 16,9 15,5 14,8 13,9 15,4 13,6 13,7
Neonatal precoce
n 174 202 225 188 136 173 148 165 147 145
% 43,6 48,7 52,6 53,4 43,2 59 53,2 53,2 54,4 54,1
CM 7,7 9,2 10,5 9 6,7 8,8 7,4 8,2 7,4 7,4
Neonatal tardio
n 72 78 76 64 68 50 57 64 63 54
% 18 18,8 17,8 18,2 21,6 17,1 20,5 20,6 23,3 20,1
CM 3,2 3,5 3,5 3,1 3,4 2,5 2,8 3,2 3,2 2,8
Pós-neonatal
n 152 135 123 100 110 70 73 81 60 69
% 38,1 32,5 28,7 28,4 34,9 23,9 26,3 26,1 22,2 25,7
CM 6,8 6,1 5,7 4,8 5,4 3,5 3,6 4,0 3,0 3,5
A figura 12 mostra a distribuição dos coeficientes de mortalidade infantil e de seus
componentes na cidade de Goiânia no decênio de 1996 a 2005, podendo-se verificar a
tendência de redução das taxas.
Figura 12: Coeficientes de mortalidade infantil (por mil nascidos vivos). Goiânia, 1996 a 2005
A tabela 22 trata da análise de regressão linear da tendência da mortalidade infantil na
cidade de Goiânia entre os anos de 1996 e 2005, constando-se uma tendência estatisticamente
83
decrescente para o CM Infantil. A redução anual do CM infantil (valor de “b” das equações
do modelo linear) foi de 0,642 óbito/1.000 nascidos vivos, com coeficiente de determinação
de 62,0%. Apenas o CM neonatal tardio precoce não apresentou uma tendência
estatisticamente decrescente, com coeficiente de determinação de 25,1% (tabela 22).
Tabela 22: Análise de tendência (linear) da série histórica dos coeficientes de mortalidade infantil. Goiânia, 1996 a 2005
Coeficiente de Mortalidade Modelo* R² (%)** p*** Tendência
CM Infantil y= 19,57 - 0,642x 62,0 <0,001 decrescente
CM Neonatal Precoce y= 9,21- 0,178x 74,1 <0,001 decrescente
CM Neonatal Tardio y= 3,42 - 0,054x 25,1 0,140
CM Pós Neonatal y= 6,82 - 0,396x 84,6 <0,000 decrescente
Nota * y = a + bx, sendo y = coeficiente de mortalidade por 1.000 nascidos vivos, a = constante, b = inclinação da reta ** R² = coeficiente de determinação ***p = nível descritivo do coeficiente “b”
Nos anos de 1996 e 2005 as afecções perinatais se configuraram na principal causa de
óbito em menores de um ano em Goiânia, concentrando 59,9% das mortes em 1996 e 61,9%
em 2005, um incremento de 21,7%. As malformações congênitas representaram a segunda
causa básica do óbito nos dois anos analisados (tabela 23).
Nesse período, é importante destacar a redução da mortalidade proporcional por
doenças infecciosas e parasitárias com uma variação percentual de -53,7%. As causas mal
definidas também tiveram um decréscimo, passando de 24 óbitos (6,0%) em 1996 para 3
óbitos (1,1%) em 2005, uma redução de 81,4% (tabela 23).
Tabela 23: Número absoluto, percentual e variação percentual de óbitos de menores de um ano segundo causa básica (capítulo CID 10). Goiânia, 1996 e 2005
Causa Básica - Capítulo CID-10
1996 2005
Variação % n % n %
Algumas doenças infecciosas e parasitárias 45 11,3 14 5,2 -53,7
Doenças endócrinas nutricionais e metabólicas 3 0,8 2 0,7 -0,7
Doenças do aparelho respiratório 30 7,5 21 7,8 4,2
Algumas afec originadas no período perinatal 203 50,9 166 61,9 21,7
Malf cong deformid e anomalias cromossômicas 75 18,8 54 20,1 7,2
Sint sinais e achad anorm ex clín e laborat 24 6,0 3 1,1 -81,4
Outros capítulos 19 4,8 8 3,0 -37,3
Total 399 100,0 268 100,0
84
No que se refere aos componentes da mortalidade infantil na cidade de Goiânia em
2005, as afecções perinatais representaram 80,4% das causas de morte no período neonatal,
seguidas das malformações congênitas (17,6%) (tabela 24).
No componente pós-neonatal, as malformações congênitas concentraram a maioria dos
óbitos (27,5%), seguidas das doenças do aparelho respiratório (26,1%) e pelas doenças
infecciosas e parasitárias (18,8%) (tabela 24).
Tabela 24: Número absoluto e percentual de óbitos de menores de um ano segundo causa básica (capítulo CID 10) e componente da mortalidade infantil. Goiânia, 2005
Causa Básica - Capítulo CID-10
Neonatal Pós-neonatal Total
n % n % n %
Algumas doenças infecciosas e parasitárias 1 0,5 13 18,8 14 5,2
Doenças endócrinas nutricionais e metabólicas 0 0,0 2 2,9 2 0,7
Doenças do aparelho respiratório 3 1,5 18 26,1 21 7,8
Algumas afec originadas no período perinatal 160 80,4 6 8,7 166 61,9
Malf cong deformid e anomalias cromossômicas 35 17,6 19 27,5 54 20,1
Sint sinais e achad anorm ex clín e laborat 0 0,0 3 4,3 3 1,1
Outros capítulos 0 0,0 8 11,6 8 3,0
Total 199 100,0 69 100,0 268 100,0
85
7.2 Análise dos fatores de risco para a mortalidade infantil e seus diferenciais nas
cinco cidades selecionadas
7.2.1 Análise univariada por cidade
a) Belém
Na associação entre as variáveis de exposição e os grupos de casos e controles para as
variáveis do nível distal, apenas as variáveis escolaridade da mãe e a natureza do hospital de
nascimento da criança apresentaram associação estaticamente significante (p=0,011 e p<0,001
respectivamente) (tabela 25).
Quanto à escolaridade materna, as mães com menos de quatro anos de estudo
representaram, entre os casos 10,4%, e entre os controles 6,0%, constatando-se uma chance de
exposição de 1,9 vezes maior entre o grupo de casos do que entre os controles (tabela 25).
No que se refere à natureza do estabelecimento de nascimento da criança, os
estabelecimentos públicos e privados SUS (filantrópicos e conveniados), apresentaram menor
chance de exposição entre o grupo de casos do que entre os controles, com odds ratio de 0,63
e 0,45, respectivamente (tabela 25).
As variáveis, ocupação materna (p=0,737), estado civil da mãe (p=0,333) e
classificação do hospital quanto ao volume de nascimentos em 2005 (porte) (p=0,988) não
apresentaram associação estatisticamente significante (tabela 25).
Em relação a variável porte, cabe esclarecer que essa classificação foi criada para
seleção da amostra do grupo de controles, com uma proporção de 3 controles para 1 caso em
cada estrato de porte, apresentando, portanto uma proporção semelhante entre os óbitos e a
amostra dos sobreviventes. Desta forma, os valores da odds ratio sempre próximos da unidade
em cada estrato e o valor de p=0,988, demonstram que os casos e os controles são
semelhantes em relação ao porte (tabela 25)
No nível distal, nenhuma das variáveis apresentou completitude inferior a 80%.
86
Tabela 25: Análise univariada das variáveis do nível distal. Belém, 2005
Variáveis do Nível Distal
Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles)
Total Odds Ratio
IC 95% p-valor
n % n % n %
Escolaridade da Mãe (em anos) (A) 0,011
<4 40 10,4 69 6,0 109 7,1 1,90 1,25 2,89
4a7 132 34,3 391 33,9 523 34,0 1,10 0,86 1,42
8+ 212 55,1 695 60,2 907 58,9 1,00
Ocupação da Mãe (B)
Sem ocupação 309 80,3 917 79,4 1226 79,6 1,05 0,79 1,40 0,737
Com ocupação 76 19,7 237 20,5 313 20,3 1,00
Estado Civil da mãe ( C)
Casada 64 16,6 218 18,9 282 18,3 1,00
Solteira, separada, viúva 320 83,1 937 81,1 1257 81,6 1,16 0,85 1,58 0,333
Natureza Hospital (D) <0,001
Publico 49 12,7 167 14,5 216 14,0 0,63 0,44 0,90
Privado SUS 90 23,4 429 37,1 519 33,7 0,45 0,34 0,59
Privado Não SUS 218 56,6 469 40,6 687 44,6 1,00
Porte (E) 0,988
1 1 0,3 3 0,3 3 0,2 1,00 0,10 9,64
2 28 7,3 87 7,5 115 7,5 0,96 0,62 1,50
3 355 92,2 1065 92,2 1420 92,2 1,00 Nota *Variáveis Ignoradas: A = 1 (0,1%); B = 1 (0,1%); C = 1 (0,1%); D = 118 (7.7%); E = 1 (0,1%)
Na análise das variáveis do nível intermediário, apenas a variável local de ocorrência
dos nascimentos em virtude de a sua ocorrência concentrar-se nas unidades hospitalares
(99,9%), não teve sua associação calculada (tabela 26).
Quanto ao tipo de parto, aqueles classificados como parto vaginal representaram, entre
os casos 56,9%, e entre os controles 48,7%. A chance de exposição para o grupo de casos foi
1,39 vezes maior do que para o grupo de controles (tabela 26).
No que se refere ao número de consultas de pré-natal, observa-se que as mães que
tiveram entre zero e três consultas apresentaram maior chance de exposição entre o grupo de
casos do que entre os controles, com odds ratio de 5,63 (tabela 26).
Destaca-se ainda os valores de Apgar no 1° e 5° minuto de vida dos recém-nascidos,
quando a pontuação mais baixa (0 a 3) constituiu uma chance de exposição de 28,39 e 40,35
vezes maior entre o grupo de casos do que entre os controles, respectivamente (tabela 26).
87
Tabela 26: Análise univariada das variáveis do nível intermediário. Belém, 2005
Variáveis do Nível Intermediário
Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles)
Total Odds Ratio
IC 95% p-valor
n % n % n %
Local ocorrência nascimento (F)
Domicilio 1 0,3 0 0,0 1 0,1 - - - -
Hospital 384 99,7 1155 100,0 1539 99,9
Tipo de parto (G)
Cesário 166 43,1 593 51,3 759 49,3 1,00
Vaginal 219 56,9 562 48,7 781 50,7 1,39 1,1 1,76 0,005
Número de consultas (H) <0,001
0a3 113 29,4 97 8,4 210 13,6 5,63 4,03 7,85
4a6 146 37,9 435 37,7 609 39,5 1,52 1,16 1,99
7e+ 123 31,9 594 51,4 717 46,6 1,00
Apgar 1 min (I) <0,001
0a3 107 27,8 22 1,9 129 8,4 28,39 17,45 46,18
4a7 106 27,5 128 11,1 234 15,2 4,83 3,57 6,55
8a10 172 44,7 1004 86,9 1176 76,4 1,00
Apgar 5 min (J) <0,001
0a3 37 9,6 4 0,3 41 2,7 40,35 14,25 114,2
4a7 91 23,6 29 2,5 120 7,8 13,69 8,82 21,24
8a10 257 66,8 1121 97,1 1378 89,5 1,00
Nota *Variáveis Ignoradas: F = 0 ; G = 0; H = 4 (0,3%); I = 1 (0,1%); J = 1 (0,1%)
Na análise das variáveis do nível proximal, apenas a variável raça/cor não apresentou
associação estatisticamente significante (p=0,616) (tabela 27).
Em relação à idade da mãe, aquelas com 35 anos ou mais representaram, entre os
casos 8,1%, e entre os controles 6,3%. A chance de exposição para o grupo de casos foi 1,54
vezes maior do que para o grupo de controles (tabela 27).
Quanto ao tipo de gravidez, observou-se entre as mães com gravidez múltipla uma
chance de exposição de 3,12 vezes maior entre o grupo de casos do que entre os controles
(tabela 27).
Na análise das variáveis sexo e peso ao nascer, foi possível observar que o sexo
masculino e o baixo peso (inferior a 2.500g) constituíram uma chance de exposição de 1,26 e
13,41 vezes maior, respectivamente, entre o grupo de casos do que entre os controles (tabela
27).
No que se refere à duração da gestação, os resultados demonstraram que as mães com
tempo de gestação inferior a 37 semanas apresentaram maior exposição para o grupo de casos
do que entre os controles, com odds ratio de 20,00 (tabela 27).
88
Observou-se também que a presença de malformação congênita representou uma
chance de exposição 44,48 vezes maior nos casos do que entre os controles (tabela 27).
No nível proximal, as variáveis referentes à paridade de filhos nascidos vivos ou
mortos apresentaram completitude inferior a 80%.
Tabela 27: Análise univariada das variáveis do nível proximal. Belém, 2005
Variáveis do Nível Proximal
Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles)
Total Odds Ratio
IC 95% p-valor
n % n % n %
Idade da mãe (L) 0,064
10a19 108 28.1 282 24.4 390 25.3 1,26 0,96 1,64
20a34 246 63.9 807 69.9 1053 68.4 1,00
35e+ 31 8.1 66 5.7 97 6.3 1,54 0,98 2,42
Tipo de gravidez (M)
Múltipla 22 5.7 22 1.9 44 2.9 3,12 1,71 5,70 <0,001
Única 363 94.3 1133 98.1 1496 97.1 1,00
Sexo (N)
Feminino 171 44.4 583 50.5 754 49.0 1,00
Masculino 211 54.8 572 49.5 783 50.8 1,26 0,99 1,58 0,053
Peso ao nascer (O)
<2500 236 61.3 122 10.6 358 23.2 13,41 10,16 17,71 <0,001
2500e+ 149 38.7 1033 89.4 1182 76.8 1,00
Duração da gestação (P)
<37 203 52.7 61 5.3 264 17.1 20,00 14,43 27,72 <0,001
37+ 182 47.3 1094 94.7 1276 82.9 1,00
Raça/Cor (Q)
Branca 67 17.4 214 18.5 281 18.2 1,00
Parda, Preta 318 82.6 940 81.4 1258 81.7 1,08 0,79 1,46 0,616
Paridade (Filhos nascidos vivos) (R) <0,001
0 169 43.9 123 10.6 292 19.0 5,34 3,88 7,36
1 99 25.7 385 33.3 484 31.4 1,00
2e+ 96 24.9 243 21.0 339 22.0 1,54 1,11 2,12
Paridade (Filhos nascidos mortos) (S) <0,001
0 264 68.6 295 25.5 559 36.3 1,00
1 60 15.6 132 11.4 192 12.5 0,70 0,37 1,32
2+ 17 4.4 27 2.3 44 2.9 0,51 0,36 0,72
Malformação congênita (T)
Sim 40 10.4 3 0.3 43 2.8 44,48 13,68 144,68 <0,001
Não 345 89.6 1151 99.7 1496 97.1 1,00
Nota *Variáveis Ignoradas: L = 0; N = 0; N = 3 (0,2%); O = 0; P = 0; Q = 1 (0,1%); R = 425 (27,6%); S = 745 (48,4%); T =
1 (0,1%)
89
b) Recife
Na associação entre as variáveis de exposição e os grupos de casos e controles para as
variáveis do nível distal, apenas a variável porte (volume de nascimentos) não apresentou
associação estaticamente significante (p=1,00) (tabela 28).
Quanto à escolaridade materna, as mães com menos de quatro anos de estudo
representaram, entre os casos 10,3%, e entre os controles 6,9%. A chance de exposição para o
grupo de casos foi 1,79 vezes maior do que para o grupo de controles (tabela 28)
Na análise das variáveis ocupação materna (p=0,033) e estado civil da mãe (p<0,001),
foi possível observar que as mães sem ocupação e aquelas solteiras, separadas e viúvas
constituíram uma chance de exposição de 1,37 e 1,96 vezes maior, respectivamente, entre o
grupo de casos do que entre os controles (tabela 28).
No que se refere à natureza do estabelecimento de nascimento da criança, os
estabelecimentos privados filantrópicos e conveniados ao SUS apresentaram maior chance de
exposição entre o grupo de casos do que entre os controles, com odds ratio de 2,38 (tabela
28).
Em relação a variável porte, assim como esclarecido, os valores da odds ratio sempre
próximo da unidade em cada estrato e o valor de p=1,000, demonstraram que os casos e os
controles são semelhantes em relação ao porte (tabela 28)
No nível distal, nenhuma das variáveis apresentou completitude inferior a 80%.
90
Tabela 28: Análise univariada das variáveis do nível distal. Recife, 2005
Variáveis do Nível Distal Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles) Total
Odds Ratio
IC 95% p-
valor n % n % n %
Escolaridade da Mãe (em anos) (A) 0,005 <4 38 10,3 76 6,9 114 7,7 1,79 1,17 2,74
4a7 149 40,5 388 35,1 537 36,5 1,38 1,07 1,77 8+ 173 47,0 620 56,2 793 53,9 1,00
Ocupação da Mãe (B)
Sem ocupação 291 79,1 809 73,3 1100 74,7 1,37 1,02 1,82 0,033 Com ocupação 75 20,4 285 25,8 360 24,5 1,00
Estado Civil da mãe ( C)
Casada 73 19,8 347 31,4 420 28,5 1,00 1,96
1,47
2,62
<0,001 Solteira, separada, viúva 290 78,8 702 63,6 992 67,4
Natureza Hospital (D) <0,001
Publico 205 55,7 612 55,4 817 55,5 1,76 1,23 2,52 Privado SUS 117 31,8 258 23,4 375 25,5 2,38 1,61 3,51
Privado Não SUS 44 12,0 231 20,9 275 18,7 1,00
Porte (E) 1,000
1 7 1,9 21 1,9 28 1,9 1,00 0,42 2,37 2 32 8,7 96 8,7 128 8,7 1,00 0,66 1,52
3 329 89,4 987 89,4 1316 89,4 1,00 Nota *Variáveis Ignoradas: A= 28 (1,9%); B=12 (0,8%); C= 60 (4,1%); D= 5 (0,3%); E= 0; (0%)
Em relação à análise das variáveis do nível intermediário, apenas a variável local de
ocorrência dos nascimentos não apresentou associação estaticamente significante (p=0,739)
(tabela 29).
Quanto ao tipo de parto, para aqueles classificados como parto vaginal representaram,
entre os casos 61,4%, e entre os controles 51,3%. A chance de exposição para o grupo de
casos foi 1,51 vezes maior do que para o grupo de controles (tabela 29).
No que se refere ao número de consultas de pré-natal, observa-se que as mães que
tiveram entre zero e três consultas apresentaram maior chance de exposição entre o grupo de
casos do que entre os controles, com odds ratio de 8,55 (tabela 29).
Observa-se ainda os valores de Apgar no 1° e 5° minuto de vida dos recém-nascidos,
quando a pontuação mais baixa (0 a 3) constituiu uma chance de exposição de 84,21 e 146,87
vezes maior, respectivamente, entre o grupo de casos do que entre os controles (tabela 29).
No nível intermediário, nenhuma das variáveis apresentou completitude inferior a
80%.
91
Tabela 29: Análise univariada das variáveis do nível intermediário. Recife, 2005
Variáveis do Nível Intermediário Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles) Total
Odds Ratio
IC 95% p-
valor n % n % n %
Local ocorrência nascimento (F) Domicilio 1 0,3 2 0,2 3 0,2 1,50 0,14 16,60 0,739 Hospital 367 99,7 1102 99,8 1469 99,8 1,00
Tipo de parto (G)
Cesário 142 38,6 538 48,7 680 46,2 1,00 Vaginal 226 61,4 566 51,3 792 53,8 1,51 1,19 1,92 <0,001
Número de consultas (H) <0,001
0a3 137 37,2 115 10,4 252 17,1 8,55 6,08 12,02 4a6 141 38,3 407 36,9 548 37,2 2,49 1,84 3,36
7e+ 80 21,7 574 52,0 654 44,4 1,00
Apgar 1° min (I) <0,001
0a3 138 37,5 13 1,2 151 10,3 84,21 46,23 153,39 4a7 111 30,2 139 12,6 250 17,0 6,33 4,63 8,67
8a10 119 32,3 944 85,5 1063 72,2 1,00
Apgar 5° min (J) <0,001
0a3 80 21,7 3 0,3 83 5,6 146,87 45,92 469,76 4a7 93 25,3 22 2,0 115 7,8 23,28 14,28 37,97
8a10 195 53,0 1074 97,3 1269 86,2 1,00 Nota *Variáveis Ignoradas: F= 0; G= 0; H = 18 (1,2%); I = 8 (0,5%); J = 5 (0,3%)
Na análise das variáveis do nível proximal, apenas as variáveis idade da mãe, sexo e
paridade de filhos nascidos vivos não apresentaram associação estatisticamente significante
(p=0,224; p=0,231 e p=0,380, respectivamente) (tabela 30).
Em relação ao tipo de gravidez, observou-se entre as mães com gravidez múltipla uma
chance de exposição de 4,88 vezes maior entre o grupo de casos do que entre os controles
(tabela 30).
No tocante à análise das variáveis peso ao nascer e duração da gestação, foi possível
observar que o baixo peso (inferior a 2.500g) e a gestação inferior a 37 semanas constituíram
uma chance de exposição de 19,94 e 17,62 vezes maior, respectivamente, entre o grupo de
casos do que entre os controles (tabela 30).
No que se refere à raça/cor, os resultados demonstraram que as mães de raça parda e
preta apresentaram maior exposição para o grupo de casos do que entre os controles, com
odds ratio de 2,46 (tabela 30).
92
No que se refere à paridade de filhos nascidos mortos, observou-se que a paridade de
dois ou mais filhos mortos representou maior chance de exposição para o grupo de casos do
que entre os controles, com odds ratio de 2,24 (tabela 30).
Observou-se também que a presença de malformação congênita representou uma
chance de exposição 17,65 vezes maior nos casos do que entre os controles (tabela 30).
No nível proximal, nenhuma das variáveis apresentou completitude inferior a 80%.
Tabela 30: Análise univariada das variáveis do nível proximal. Recife, 2005
Variáveis do Nível Proximal Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles) Total
Odds Ratio
IC 95% p-valor n % n % n %
Idade da mãe (L) 0,224
10a19 92 25,0 92 8,3 321 21,8 0,94 0,59 1,49
20a34 250 67,9 788 71,4 1038 70,5 1,00
35e+ 26 7,1 87 7,9 113 7,7 1,27 0,96 1,68
Tipo de gravidez (M)
Múltipla 29 7,9 19 1,7 48 3,3 4,88 2,70 8,82 <0,001
Única 339 92,1 1085 98,3 1424 96,7 1,00
Sexo (N)
Feminino 160 43,5 521 47,2 681 46,3 1,00 1,16
0,91
1,47
0,231 Masculino 207 56,3 583 52,8 790 53,7
Peso ao nascer (O)
<2500 232 63,0 87 7,9 319 21,7 19,94 14,71 27,04 <0,001
2500e+ 136 37,0 1017 92,1 1153 78,3 1,00
Duração da gestação (P)
<37 229 62,2 95 8,6 324 22,0 17,62 13,08 23,74 <0,001
37+ 138 37,5 1009 91,4 1147 77,9 1,00
Raça/Cor (Q)
Branca 67 18,2 396 35,9 463 31,5 1,00
Parda, Preta 292 79,3 700 63,4 992 67,4 2,46 1,84 3,30 <0,001
Paridade (Filhos nascidos vivos) (R) 0,380
0 176 47,8 511 46,3 687 46,7 1,24 0,93 1,66
1 93 25,3 336 30,4 429 29,1 1,00
2e+ 99 26,9 233 21,1 332 22,6 1,53 1,10 2,13
Paridade (Filhos nascidos mortos) (S) 0,009
0 318 86,4 978 88,6 1296 88,0 1,00
1 32 8,7 67 6,1 99 6,7 1,47 0,95 2,28
2+ 16 4,3 20 1,8 36 2,4 2,24 1,26 4,81
Malformação congênita (T)
Sim 42 11,4 8 0,7 50 3,4 17,65 8,20 37,97 0,000
Não 326 88,6 1096 90,3 1422 96,6 1,00
Nota *Variáveis Ignoradas: L = 0; M = 0; N = 0; O = 0; P = 1 (0,1%); Q = 17 (1,2%); R = 24 (1,6%); S = 41 (2,8%); T = 0
93
c) Guarulhos
Na associação entre as variáveis de exposição e os grupos de casos e controles para as
variáveis do nível distal, apenas as variáveis estado civil da mãe e a natureza do hospital de
nascimento da criança apresentaram associação estaticamente significante (p=0,054 e p<0,001
respectivamente) (tabela 31).
Quanto ao estado civil materno, as mães solteiras, separadas e viúvas representaram,
entre os casos 63,8%, e entre os controles 58,3%. A chance de exposição para o grupo de
casos é 1,31 vezes maior do que para o grupo de controles (tabela 31).
No que se refere à natureza do estabelecimento de nascimento da criança, os
estabelecimentos públicos e privados SUS (filantrópicos e conveniados), apresentaram maior
chance de exposição entre o grupo de casos do que entre os controles, com odds ratio de 2,10
e 1,03, respectivamente (tabela 31).
As variáveis, escolaridade, ocupação da mãe e porte não apresentaram associação
estatisticamente significante (p=0,358; p=0,676 e p=0,969, respectivamente) (tabela 31).
Em relação a variável porte observa-se que os valores da odds ratio sempre próximo
da unidade em cada estrato e o valor de p=0,969, demonstram que os casos e os controles são
semelhantes em relação ao porte (tabela 31)
No nível distal, nenhuma das variáveis apresentou completitude inferior a 80%.
94
Tabela 31: Análise univariada das variáveis do nível distal. Guarulhos, 2005
Variáveis do Nível Distal Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles)
Total Odds Ratio
IC 95% p-
valor n % n % n %
Escolaridade da Mãe (em anos) (A) <4 19 6,3 46 5,0 65 5,3 1,36 0,77 2,38 0,358 4a7 105 34,5 293 32,1 398 32,7 1,18 0,89 1,56 8+ 172 56,6 565 62,0 737 60,6 1,00
Ocupação da Mãe (B) Sem ocupação 215 70,7 635 69,6 850 69,9 1,06 0,79 1,42 0,676 Com ocupação 85 28,0 267 29,3 352 28,9 1,00
Estado Civil da mãe (C) Casada 95 31,3 343 37,6 438 36,0 1,00 Solteira, separada, viúva 194 63,8 532 58,3 726 59,7 1,31 0,99 1,74 0,054
Natureza Hospital (D) <0,001 Público 106 34,9 212 23,2 318 26,2 2,10 1,47 3,02 Privado SUS 93 30,6 380 41,7 473 38,9 1,03 0,72 1,48 Privado Não SUS 62 20,4 261 28,6 323 26,6
Porte (E) 0,969 1 19 6,3 54 5,9 73 6,0 1,05 0,61 1,81 2 35 11,5 108 11,8 143 11,8 0,97 0,65 1,46 3 250 82,2 750 82,2 1000 82,2 1,00
*Variáveis Ignoradas: A = 16 (1,3%); B = 14 (1,2%); C = 52 (4.3%); D = 102 (8,4%); E = 0
Em relação à análise das variáveis do nível intermediário, apenas a variável tipo de
parto não apresentou associação estaticamente significante (p=0,690) (tabela 32).
No que se refere ao local de ocorrência do nascimento, a análise dos partos em
domicílio demonstra a ocorrência apenas em hospitais o que não permitiu o cálculo da
associação entre as variáveis (tabela 32).
A observação da variável número de consultas de pré-natal demonstrou uma
representação, em relação às mães que tiveram entre zero e três consultas, de 25,0% entre os
casos e 7,5% entre os controles. A chance de exposição para o grupo de casos foi 5,37 vezes
maior do que para o grupo de controles (tabela 32).
Os dados demonstram ainda os valores de Apgar no 1° e 5° minuto de vida dos recém-
nascidos, que para a pontuação mais baixa (0 a 3) constituíram uma chance de exposição de
20,74 e 71,28 vezes maior entre o grupo de casos do que entre os controles, respectivamente
(tabela 32).
No nível intermediário, nenhuma das variáveis apresentou completitude inferior a
80%.
95
Tabela 32: Análise univariada das variáveis do nível intermediário. Guarulhos, 2005
Variáveis do Nível Intermediário Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles)
Total Odds Ratio
IC 95% p-
valor n % n % n %
Local ocorrência nascimento (F) Domicilio 2 0,7 0 0,0 2 0,2 - - - - Hospital 302 99,3 912 100,0 1214 99,8
Tipo de parto (G) Cesário 154 50,7 453 49,7 607 49,9 1,00 Vaginal 148 48,7 459 50,3 607 49,9 0,95 0,73 1,23 0,690
Número de consultas (H) <0,001 0a3 76 25,0 68 7,5 144 11,8 5,37 3,67 7,86 4a6 85 28,0 241 26,4 326 26,8 1,69 1,24 2,32 7e+ 122 40,1 586 64,3 708 58,2 1,00
Apgar 1° min (I) <0,001 0a3 71 23,4 24 2,6 95 7,8 20,74 12,49 34,41 4a7 118 38,8 143 15,7 261 21,5 5,78 4,20 7,96 8a10 104 34,2 729 79,9 833 68,5 1,00
Apgar 5° min (J) <0,001 0a3 29 9,5 2 0,2 31 2,5 71,28 16,86 301,44 4a7 88 28,9 22 2,4 110 9,0 19,66 11,99 32,23 8a10 179 58,9 880 96,5 1059 87,1 1,00
Nota *Variáveis Ignoradas: F = 0; G =2 (0,2%); H = 38 (3,1%); I = 27 (2,2%); J = 16 (1,3%)
Os dados apresentados na tabela 33 permitem observar as relações entre as variáveis
do nível proximal. As variáveis sexo, raça/cor e paridade de filhos nascidos mortos não
apresentaram associação estatisticamente significante (p=0,414; p=0,420 e p=0,257,
respectivamente).
Em relação à idade materna, de acordo com o odds ratio calculado, é possível observar
que as mães com idade entre 10 e 19 anos apresentaram uma chance de exposição de 1,56
vezes maior entre o grupo de casos do que entre os controles (tabela 33).
Quanto ao tipo de gravidez, percebeu-se uma representação da forma múltipla em
10,2% dos casos e 2,2% dos controles. A chance de exposição para o grupo de casos foi 5,07
vezes maior do que para o grupo de controles (tabela 33).
Na análise das variáveis peso ao nascer e duração da gestação, foi possível observar
que o baixo peso (inferior a 2.500g) e a gestação inferior a 37 semanas constituíram uma
chance de exposição de 16,58 e 16,57 vezes maior, respectivamente, entre o grupo de casos
do que entre os controles (tabela 33).
96
No que se refere à paridade de filhos nascidos mortos, observou-se que a paridade de
um filho representou maior chance de exposição para o grupo de casos do que entre os
controles, com odds ratio de 2,26 (tabela 33).
No nível proximal, as variáveis referentes a raça/cor e malformação congênita
apresentaram completitude inferior a 80%.
Tabela 33: Análise univariada das variáveis do nível proximal. Guarulhos, 2005
Variáveis do Nível Proximal Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles)
Total Odds Ratio
IC 95% p-valor n % N % n %
Idade da mãe (L) 0,022 10a19 70 23,0 151 16,6 221 18,2 1,56 1,13 2,16 20a34 193 63,5 651 71,4 844 69,4 1,00 35e+ 41 13,5 110 12,1 151 12,4 1,26 0,85 1,86
Tipo de gravidez (M) Múltipla 31 10,2 20 2,2 51 4,2 5,07 2,84 9,04 <0,001 Única 272 89,5 890 97,6 1162 95,6 1,00
Sexo (N) Feminino 137 45,1 437 47,9 574 47,2 1,00 Masculino 166 54,6 475 52,1 641 52,7 1,11 0,86 1,45 0,414
Peso ao nascer (O) <2500 196 64,5 91 10,0 287 23,6 16,58 12,03 22,85 <0,001 2500e+ 106 34,9 816 89,5 922 75,8 1,00
Duração da gestação (P) <37 175 57,6 73 8,0 248 20,4 16,57 11,84 23,19 <0,001 37+ 114 37,5 788 86,4 902 74,2 1,00
Raça/Cor (Q) Branca 44 14,5 134 14,7 178 14,6 1,30 0,68 2,49 0,420 Parda, Preta 18 5,9 42 4,6 60 4,9 1,00
Paridade (Filhos nascidos vivos) (R) 0,257 0 119 39,1 361 39,6 480 39,5 1,14 0,83 1,58 1 82 27,0 285 31,3 367 30,2 1,00 2e+ 90 29,6 234 25,7 324 26,6 1,34 0,94 1,89
Paridade (Filhos nascidos mortos) (S) 0,052 0 238 78,3 762 83,6 1000 82,2 1,35 1,00 1 30 9,9 71 7,8 101 8,3 2,26 0,86 2,12 2+ 12 3,9 17 1,9 29 2,4 1,00 1,06 4,80
Malformação congênita (T) Sim 39 12,8 8 0,9 47 3,9 19,05 8,73 41,56 <0,001 Não 163 53,6 637 69,8 800 65,8 1,00
Nota *Variáveis Ignoradas: L = 0; M = 3 (0,2%); N = 1 (0,1%); O = 7 (0,6%); P = 66 (5,4%); Q = 978 (80,4%); R= 45 (3,7%); S = 86 (7,1%); T = 369 (30,3%)
97
d) Porto Alegre
Na associação entre as variáveis de exposição e os grupos de casos e controles para as
variáveis do nível distal, as variáveis ocupação da mãe e porte não apresentaram associação
estaticamente significante (p=0,690; p=0,998, respectivamente) (tabela 34).
Quanto à escolaridade materna, as mães com menos de quatro anos de estudo
representaram, entre os casos 8,1%, e entre os controles 3,8%. A chance de exposição para o
grupo de casos foi 2,41 vezes maior do que para o grupo de controles (tabela 34).
Na análise da variável estado civil da mãe (p<0,001), foi possível observar que as
mães casadas constituíram uma chance de exposição de 1,42 vezes maior entre o grupo de
casos do que entre os controles (tabela 34).
No que se refere à natureza do estabelecimento de nascimento da criança, os
estabelecimentos privados credenciados ao SUS apresentaram maior chance de exposição
entre o grupo de casos do que entre os controles, com odds ratio de 2,09 (tabela 34).
Em relação à variável porte, assim como esclarecido, os valores da odds ratio sempre
próximo da unidade em cada estrato e o valor de p=0,998, demonstram que os casos e os
controles são semelhantes em relação ao porte (tabela 34)
No nível distal, nenhuma das variáveis apresentou completitude inferior a 80%.
98
Tabela 34: Análise univariada das variáveis do nível distal. Porto Alegre, 2005
Variáveis do Nível Distal Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles) Total
Odds Ratio
IC 95% p-
valor n % n % n %
Escolaridade da Mãe (em anos) (A) 0,013
<4 19 8,1 27 3,8 46 4,9 2,41 1,30 4,49
4a7 86 36,4 223 31,5 319 33,8 1,26 0,92 1,73
8+ 130 55,1 446 63,0 576 61,0 1,00
Ocupação da Mãe (B)
Sem ocupação 112 47,5 354 50,0 466 49,4 1,06 0,77 1,49 0,690
Com ocupação 79 33,5 267 37,7 346 36,7 1,00
Estado Civil da mãe ( C)
Casada 46 19,5 180 25,4 226 23,9 1,42 0,99 2,06 0,055
Solteira, separada, viúva 180 76,3 493 69,6 673 71,3 1,00
Natureza Hospital (D) 0,014
Publico 127 53,8 369 52,1 496 52,5 1,86 1,16 2,99
Privado SUS 74 31,4 191 27,0 265 28,1 2,09 1,26 3,46
Privado Não SUS 25 10,6 135 19,1 160 16,9 1,00
Porte (E) 0,998
1 4 1,7 12 1,7 16 1,7 1,02 0,32 3,19
2 9 3,8 27 3,8 36 3,8 1,02 0,47 2,19
3 219 92,8 669 94,5 888 94,1 1,00
Nota *Variáveis Ignoradas: A = 3 (0,3%); B = 132 (14%); C = 45 (4,8%); D = 23 (2,4%); E = 4 (0,4%)
Em relação à análise das variáveis do nível intermediário, apenas a variável tipo de
parto não apresentou associação estaticamente significante (p=0,242) (tabela 35).
No que se refere ao local de ocorrência do nascimento, a análise dos partos em
domicílio demonstra maior chance de exposição entre o grupo de casos do que entre os
controles, com odds ratio de 2,72 (tabela 35).
A observação da variável número de consultas de pré-natal apontou para uma
representação, em relação às mães que tiveram entre zero e três consultas, de 36,0% entre os
casos e 12,1% entre os controles. A chance de exposição para o grupo de casos foi 5,18 vezes
maior do que para o grupo de controles (tabela 35).
Visualiza-se ainda os valores de Apgar no 1° e 5° minuto de vida dos recém-nascidos,
que para a pontuação mais baixa (0 a 3) constituíram uma chance de exposição de 40,57 e
138,76 vezes maior entre o grupo de casos do que entre os controles, respectivamente (tabela
35).
99
Tabela 35: Análise univariada das variáveis do nível intermediário. Porto Alegre, 2005
Variáveis do Nível Intermediário Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles) Total
Odds Ratio
IC 95% p-
valor n % n % n %
Local ocorrência nascimento (F) 0,034
Domicilio 8 3,4 9 1,3 17 1,8 2,72 1,03 7,14
Hospital 227 96,2 695 98,2 922 97,7 1,00
Outros 4 1,7 1 0,1 5 0,5 - - -
Tipo de parto (G)
Cesário 114 48,3 311 43,9 425 45,0 1,00 0,242
Vaginal 122 51,7 397 56,1 519 55,0 0,84 0,62 1,13
Número de consultas (H)
0a3 85 36,0 86 12,1 171 18,1 5,18 3,55 7,55
<0,001 4a6 63 26,7 160 22,6 223 23,6 2,06 1,42 2,99
7e+ 88 37,3 461 65,1 549 58,2
Apgar 1° min (I) <0,001
0a3 81 34,3 16 2,3 97 10,3 40,57 22,51 73,10
4a7 82 34,7 97 13,7 179 19,0 6,77 4,62 9,92
8a10 73 30,9 585 82,6 658 69,7 1,00
Apgar 5° min (J) <0,001
0a3 28 11,9 1 0,1 29 3,1 138,76 18,72 1028,57
4a7 72 30,5 23 3,2 95 10,1 15,51 9,37 25,69
8a10 136 57,6 674 95,2 810 85,8 1,00 Nota *Variáveis Ignoradas: F = 5 (0,5%); G = 0; H = 1 (0,1%); I = 10 (1,1%); J = 10 (1,1%)
Os dados apresentados na tabela 36 permitem observar as relações entre as variáveis
do nível proximal. Apenas a variável sexo não apresentou associação estatisticamente
significante (p=0,345).
Em relação à idade materna, de acordo com o odds ratio calculado, é possível observar
que as mães com 35 anos e mais apresentaram uma chance de exposição de 1,79 vezes maior
entre o grupo de casos do que entre os controles (tabela 36).
Quanto ao tipo de gravidez, percebeu-se uma representação do tipo múltiplo em 9,3%
dos casos e 0,7% dos controles. A chance de exposição para o grupo de casos foi 14,45 vezes
maior do que para o grupo de controles (tabela 36).
Na análise das variáveis peso ao nascer e duração da gestação, foi possível observar
que o baixo peso (inferior a 2.500g) e a gestação inferior a 37 semanas constituíram uma
chance de exposição de 15,27 e 12,11 vezes maior, respectivamente, entre o grupo de casos
do que entre os controles (tabela 36).
100
No que se refere à raça/cor, os resultados demonstraram que as mães de raça parda e
preta apresentaram maior exposição para o grupo de casos do que entre os controles, com
odds ratio de 1,77 (tabela 36).
No tocante à paridade de filhos nascidos vivos e mortos, observou-se que a paridade
de dois ou mais filhos representou maior chance de exposição para o grupo de casos do que
entre os controles, com odds ratio de 1,38 e 7,30, respectivamente (tabela 36). Observou-se
também que a presença de malformação congênita representou uma chance de exposição
14,08 vezes maior nos casos do que entre os controles (tabela 36).
Tabela 36: Análise univariada das variáveis do nível proximal. Porto Alegre, 2005
Variáveis do Nível Proximal Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles) Total Odds
Ratio IC 95% p-valor
n % n % n %
Idade da mãe (L) < 0,001
10a19 55 23,3 117 16,5 172 18,2 1,75 1,20 2,54
20a34 131 55,5 487 68,8 618 65,5 1,00
35e+ 50 21,2 104 14,7 154 16,3 1,79 1,21 2,64
Tipo de gravidez (M)
Múltipla 22 9,3 5 0,7 27 2,9 14,45 5,41 38,63 <0,001
Única 214 90,7 703 99,3 917 97,1 1,00
Sexo (N)
Feminino 117 49,6 325 45,9 442 46,8 1,00
Masculino 119 50,4 381 53,8 500 53,0 0,87 0,65 1,16 0,345
Peso ao nascer (O)
<2500 152 64,4 75 10,6 227 24,0 15,27 1,00
10,67
21,85
<0,001 2500e+ 84 35,6 633 89,4 717 76,0
Duração da gestação (P)
<37 140 59,3 76 10,7 216 22,9 12,11 1,00
8,51
17,22
<0,001 37+ 96 40,7 631 89,1 727 77,0
Raça/Cor (Q)
Branca 168 71,2 575 81,2 743 78,7 1,00 1,77
1,26
2,49
<0,001 Parda, Preta 68 28,8 131 18,5 199 21,1
Paridade (Filhos nascidos vivos) (R) 0,144
0 99 41,9 327 46,2 426 45,1 0,99 0,69 1,43
1 61 25,8 201 28,4 262 27,8 1,00
2e+ 75 31,8 179 25,3 254 26,9 1,38 0,93 2,05
Paridade (Filhos nascidos mortos) (S) 0,010
0 215 91,1 673 95,1 888 94,1 1,00
1 14 5,9 31 4,4 45 4,8 1,41 0,74 2,70
2+ 7 3,0 3 0,4 10 1,1 7,30 1,87 28,49
Malformação congênita (T)
Sim 15 6,4 55 7,8 70 7,4 14,08 1,00
7,77
25,49
<0,001 Não 691 292.8 180 25.4 871 92.3
Nota *Variáveis Ignoradas: L =0; M =0; N =2 (0,2%); O =0; P =1 (0,1%); Q =2 (0,2%); R =2 (0,2%); S= 1 (0,1%); T= 3 (0,3%)
101
e) Goiânia
Na associação entre as variáveis de exposição e os grupos de casos e controles para as
variáveis do nível distal, as variáveis escolaridade da mãe, ocupação da mãe e porte não
apresentaram associação estaticamente significante (p=0,390; p=0,571,; p=0,872;
respectivamente) (tabela 37).
Na análise da variável estado civil da mãe, foi possível observar que as mães solteiras,
separadas e viúvas constituíram uma chance de exposição de 1,41 vezes maior,
respectivamente, entre o grupo de casos do que entre os controles (tabela 37).
Quanto à natureza do estabelecimento de nascimento da criança, os estabelecimentos
públicos apresentaram maior chance de exposição entre o grupo de casos do que entre os
controles, com odds ratio de 2,39 (tabela 37).
Tabela 37: Análise univariada das variáveis do nível distal. Goiânia, 2005
Variáveis do Nível Distal Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles)
Total Odds Ratio
IC 95% p-valor n % n % n %
Escolaridade da Mãe (em anos) (A) 0,390 <4 8 3,6 15 2,2 23 2,6 1,64 0,68 3,96 4a7 56 25,1 195 29,1 251 28,1 0,88 0,62 1,26 8+ 132 59,2 407 60,8 539 60,4 1,00
Ocupação da Mãe (B) Sem ocupação 100 44,8 314 46,9 414 46,4 0,90 0,62 1,29 0,571 Com ocupação 63 28,3 178 26,6 241 27,0 1,00
Estado Civil da mãe (C) Casada 82 36,8 303 45,3 385 43,2 1,00 Solteira, separada, viúva 126 56,5 330 49,3 456 51,1 1,41 1,03 1,94 0,034
Natureza Hospital (D) Publico 93 41,7 126 18,8 219 24,5 2,39 1,51 3,78 <0,001 Privado SUS 84 37,7 375 56,1 457 51,2 0,73 0,47 1,13 Privado Não SUS 37 16,6 120 17,9 157 17,6 1,00
Porte (E) 0,872 1 2 0,9 9 1,3 11 1,2 0,66 0,14 3,09 2 52 23,3 156 23,3 208 23,3 0,99 0,69 1,42 3 169 75,8 504 75,3 673 75,4 1,00
Nota *Variáveis Ignoradas: A= 79 (8,9%); B= 227 (26,6%); C= 51 (5,7%); D= 57 (6,4%); E= O
102
Em relação à análise das variáveis do nível intermediário, apenas a variável local de
ocorrência dos nascimentos não obteve associação estaticamente significante, em virtude de a
sua ocorrência concentrar-se nas unidades hospitalares (100%) (tabela 38).
Quanto ao tipo de parto, aqueles classificados como parto vaginal representaram, entre
os casos 48,9%, e entre os controles 56,7%. A chance de exposição para o grupo de casos foi
1,36 vezes maior do que para o grupo de controles (tabela 38).
A observação da variável número de consultas de pré-natal apontou para uma
representação, em relação às mães que tiveram entre zero e três consultas, de 15,7% entre os
casos e 2,7% entre os controles. A chance de exposição para o grupo de casos foi 8,05 vezes
maior do que para o grupo de controles (tabela 38).
Destaca-se ainda os valores de Apgar no 1° e 5° minuto de vida dos recém-nascidos,
que para a pontuação mais baixa (0 a 3) constituíram uma chance de exposição de 91,08 e
51,85 vezes maior entre o grupo de casos do que entre os controles, respectivamente (tabela
38).
Tabela 38: Análise univariada das variáveis do nível intermediário. Goiânia, 2005
Variáveis do Nível Intermediário Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles)
Total Odds Ratio
IC 95% p-valor n % n % n %
Local ocorrência nascimento (F) Domicilio 0,0 0,0 0,0 - - - - Hospital 223 100,0 669 100,0 892 100,0 - - - -
Tipo de parto (G) Cesário 109 48,9 379 56,7 488 54,7 1,00 Vaginal 113 50,7 288 43,0 401 45,0 1,36 1,00 1,85 0,045
Número de consultas (H) <0,001 0a3 35 15,7 18 2,7 53 5,9 8,05 4,41 14,71 4a6 54 24,2 121 18,1 175 19,6 1,85 1,27 2,69 7e+ 120 53,8 497 74,3 617 69,2 1,00
Apgar 1 min (I) <0,001 0a3 78 35,0 7 1,0 85 9,5 91,08 40,41 205,29 4a7 74 33,2 91 13,6 165 18,5 6,65 4,47 9,87 8a10 69 30,9 564 84,3 633 71,0 1,00
Apgar 5 min (J) <0,001 0a3 28 12,6 3 0,4 31 3,5 51,85 15,51 173,33 4a7 77 34,5 13 1,9 90 10,1 32,91 17,7 61,15 8a10 117 52,5 650 97,2 767 86,0 1,00
Nota *Variáveis Ignoradas: F= 0; G= 3 (0,3%); H= 47 (5,3%); I= 9 (1,0%); J= 4 (0,4%)
103
Na análise das variáveis do nível proximal, apenas as variáveis raça/cor e paridade de
filhos nascidos mortos não apresentaram associação estatisticamente significante (p=0,999 e
p=0,653, respectivamente) (tabela 39).
Em relação à idade da mãe, aquelas com 35 anos ou mais representaram, entre os
casos 9,0%, e entre os controles 8,1%. A chance de exposição para o grupo de casos foi 1,3
vezes maior do que para o grupo de controles (tabela 39).
Quanto ao tipo de gravidez, observou-se entre as mães com gravidez múltipla uma
chance de exposição de 6,13 vezes maior entre o grupo de casos do que entre os controles
(tabela 39).
Na análise das variáveis sexo e peso ao nascer, foi possível observar que o sexo
masculino e o baixo peso (inferior a 2.500g) constituíram uma chance de exposição de 1,37 e
19,19 vezes maior, respectivamente, entre o grupo de casos do que entre os controles (tabela
39).
No que se refere à duração da gestação, os resultados demonstraram que as mães com
tempo de gestação inferior a 37 semanas apresentaram maior exposição para o grupo de casos
do que entre os controles, com odds ratio de 23,37 (tabela 39).
No tocante à paridade de filhos nascidos vivos, observou-se que a paridade de nenhum
filho vivo representou maior chance de exposição para o grupo de casos do que entre os
controles, com odds ratio de 1,43 (tabela 39).
No nível proximal, a variável referente à raça/cor apresentou completitude inferior a
80%.
104
Tabela 39: Análise univariada das variáveis do nível proximal. Goiânia, 2005
Variáveis do Nível Proximal Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles)
Total Odds Ratio
IC 95% p-valor n % N % n %
Idade da mãe (L) 0,008 10a19 59 26,5 117 17,5 176 19,7 1,77 1,23 2,55 20a34 141 63,2 495 74,0 636 71,3 1,00 35e+ 20 9,0 54 8,1 74 8,30 1,30 0,75 2,24
Tipo de gravidez (M) Múltipla 19 8,5 10 1,5 29 3,3 6,13 2,8 13,39 <0,001 Única 204 91,5 658 98,4 862 96,6 1,00
Sexo (N) Feminino 95 42,6 338 50,5 433 48,5 1,00 Masculino 127 57,0 329 49,2 456 51,1 1,37 1,01 1,86 0,042
Peso ao nascer (O) <2500 132 59,2 50 7,5 182 20,4 19,19 12,91 28,53 <0,001 2500e+ 85 38,1 618 92,4 703 78,8 1,00
Duração da gestação (P) <37 106 47,5 32 4,8 138 15,5 23,37 14,84 36,81 <0,001 37+ 88 39,5 621 92,8 709 79,5 1,00
Raça/Cor (Q) Branca 100 44,8 372 55,6 472 52,9 1,00 Parda, Preta 32 14,3 119 17,8 151 16,9 1,01 0,64 1,56 0,999
Paridade (Filhos nascidos vivos) (R) 0,013 0 126 56,5 287 42,9 413 46,3 1,43 1,02 2,02 1 67 30,0 219 32,7 286 32,1 1,00 2e+ 30 13,5 124 18,5 154 17,3 0,79 0,48 1,28
Paridade (Filhos nascidos mortos) (S) 0,653 0 192 86,1 546 81,6 738 82,7 1,00 1 19 8,5 57 8,5 76 8,5 0,95 0,55 1,63 2+ 10 4,5 20 3,0 30 3,4 1,42 0,65 3,09
Malformação congênita (T) Sim 21 9,4 3 0,4 24 2,7 24,10 7,1 81,79 <0,001 Não 167 74.9 575 85.9 742 83.2 1,00
Nota *Variáveis Ignoradas: L= 6 (0,7%); M= 1 (0,1%); N= 3 (0,3%); O= 7 (0,8%); P= 45 (5,0%); Q= 269 (30,2%); R= 39
(4,4%); S= 48 (5,4%); T= 126 (14,1%)
105
7.2.2 Análise Multivariada por cidade
a) Belém
Na análise univariada foram retiradas, por apresentarem valor de p acima de 20%, as
seguintes variáveis: ocupação da mãe (p= 0,737); estado civil da mãe (p= 0,333); porte do
hospital de nascimento (p= 0,988) e raça/ cor (p= 0,616).
As variáveis relacionadas à paridade materna (número de filhos nascidos vivos e
nascidos mortos) foram excluídas da análise por apresentar completitude inferior a 80%.
Quanto à variável local de nascimento, entre o grupo de controles não houve nenhum
nascimento em domicílio sendo todos os nascimentos hospitalares, portanto a variável não foi
incluída na análise multivariada. A variável presença de malformação congênita também foi
excluída da análise multivariada por apresentar campos com valores inferiores a 05.
Na primeira etapa, foram introduzidas de uma só vez, as variáveis do nível distal:
escolaridade da mãe e natureza do hospital. Ambas após a regressão logística permaneceram
no modelo multivariado.
A segunda etapa constituiu-se do modelo multivariado das variáveis do nível
intermediário: tipo de parto, número de consultas de pré-natal e índice de Apgar no 1º e 5º
minuto. Tendo sido retirada do modelo a variável tipo de parto (p = 0,362).
Na terceira etapa incluiu-se no modelo multivariado as variáveis do nível proximal:
idade da mãe, tipo de gravidez, sexo da criança, peso ao nascer e duração da gestação. Nesta
etapa foram retiradas do modelo, por ordem, as variáveis: idade da mãe (p= 0,225), sexo da
criança (p = 0,202) e tipo de gravidez (p = 0,129).
Na quarta etapa procedeu-se com o modelo multivariado das variáveis do nível distal e
intermediário: escolaridade da mãe, natureza do hospital, número de consultas de pré-natal e
índice de Apgar no 1º e 5º minuto. Todas permaneceram no modelo.
Por fim, foram incluídas no modelo as variáveis dos três níveis: escolaridade
da mãe, natureza do hospital, número de consultas de pré-natal, índice de Apgar no 1º e 5º
minuto, peso ao nascer e duração da gestação. Embora os valores de p sugerissem a retirada
das variáveis natureza do hospital (p= 0,769) e escolaridade da mãe (p= 0,124) as mesmas
permanecem no modelo uma vez que ambas pertencem ao nível distal.
106
Sendo observado na tabela abaixo o modelo final dos fatores de risco para mortalidade
infantil na cidade de Belém em 2005.
Tabela 40: Valores odds ratio ajustada (ORadj) e intervalos de 95% de confiança (IC 95%) obtidos mediante análise de regressão logística para associação entre os óbitos de menores de um ano e os fatores de risco. Belém, 2005
Variáveis OR Ajustada IC 95% p-valor
Nível Distal
Escolaridade da Mãe (em anos) 0,128
<4 1,98 0,98 4,00 0,059
4a7 1,36 0,86 2,13 0,190
8+ 1,00
Natureza Hospital 0,769
Publico 1,20 0,70 2,40 0,500
Privado SUS 1,00 0,60 1,60 1,000
Privado Não SUS 1,00
Nível Intermediário
Número de consultas 0,066
0a3 1,96 1,05 3,64 0,030
4a6 1,49 0,94 2,35 0,090
7e+ 1,00
Apgar 1 min 0,004
0a3 5,25 1,81 15,27 <0,001
4a7 1,91 1,04 3,52 0,040
8a10 1,00
Apgar 5 min 0,009
0a3 7,10 0,73 69,31 0,090
4a7 3,60 1,45 8,82 0,010
8a10 1,00
Nível Proximal
Peso ao nascer
<2500 2,34 1,32 4,17 0,004
2500e+ 1,00
Duração da gestação
<37 5,69 2,89 11,16 <0,001
37+ 1,00
107
b) Recife
Na análise univariada foram retiradas as seguintes variáveis: porte (p= 1,000), local de
ocorrência do nascimento (p= 0,739), idade da mãe (p= 0,224), sexo da criança (p= 0,231) e
numero de filhos nascidos vivos (p= 0,380).
Na primeira etapa, foram incluídas no modelo multivariado, de uma só vez, as
variáveis do nível distal: escolaridade da mãe, ocupação da mãe, estado civil da mãe e
natureza do hospital. Após a regressão logística foram retiradas do modelo, por ordem,
ocupação materna (p= 0,591) e escolaridade da mãe (p = 0,124). Permanecendo no modelo
estado civil da mãe e natureza do hospital.
A segunda etapa consistiu em aplicar o modelo multivariado apenas das variáveis do
nível intermediário: Tipo de parto, número de consultas de pré-natal e índice de Apgar no 1º e
5º minuto. Tendo sido retirada do modelo a variável tipo de parto (p = 0,792).
Na terceira etapa introduziu-se no modelo multivariado apenas as variáveis do nível
proximal: tipo de gravidez, peso ao nascer, duração da gestação, raça / cor, paridade materna
(nº de filhos nascidos mortos) e malformação congênita. Nesta etapa retirou-se do modelo a
variável tipo de gravidez (p = 0,413).
Na quarta foi aplicado o modelo multivariado com as variáveis do nível distal e
intermediário: estado civil da mãe, natureza do hospital, número de consultas de pré-natal e
índice de Apgar no 1º e 5º minuto. Todas permaneceram no modelo.
Por fim foram incluídas no modelo as variáveis dos níveis distal, intermediário e
proximal: estado civil da mãe, natureza do hospital, número de consultas de pré-natal, índice
de Apgar no 1º e 5º minuto, peso ao nascer, duração da gestação, raça/cor, paridade materna
(nº de filhos nascidos mortos) e malformação congênita. Foi retirada do modelo o a variável
nº de filhos nascidos mortos. E embora os valores de p, indicassem a remoção da variável
natureza do hospital (p = 0,183), esta permaneceu no modelo uma vez que pertence ao nível
distal.
A tabela 41 trata do modelo multivariado final dos fatores de risco para mortalidade
infantil na cidade de Recife.
108
Tabela 41: Valores de odds ratio ajustada (ORadj) e intervalos de 95% de confiança (IC 95%) obtidos mediante análise de regressão logística para associação entre os óbitos de menores de um ano e os fatores de risco. Recife, 2005
Variáveis OR Ajustada IC 95% p-valor
Nível Distal
Estado Civil da mãe Casada 1,00 Solteira, separada, viúva 1,95 1,26 3,00 0,003 Natureza Hospital 0,184 Publico 0,90 0,10 1,60 0,100 Privado SUS 1,30 0,70 2,30 0,400 Privado Não SUS 1,00
Nível Intermediário
Número de consultas 0,009 0a3 2,01 1,22 3,32 0,010 4a6 1,04 0,69 1,57 0,850
7e+ 1,00
Apgar 1° min <0,001 0a3 7,34 2,69 20,08 <0,001
4a7 2,94 1,93 4,48 <0,001 8a10 1,00
Apgar 5° min 0,025 0a3 6,11 1,33 28,13 0,020 4a7 2,35 1,09 5,02 0,030
8a10 1,00
Nível Proximal
Peso ao nascer <2500 4,82 2,78 8,35 <0,001
2500e+ 1,00
Duração da gestação <37 2,02 1,15 3,53 0,014
37+ 1,00
Raça/Cor
Branca 1,00 Parda, Preta 1,64 1,07 2,52 0,023
Malformação congênita
Sim 5,44 1,88 15,75 0,002 Não 1,00
109
c) Guarulhos
Inicialmente, excluíram-se as variáveis que apresentaram valor de p acima de 20% na
univariada, sendo do nível dista: escolaridade da mãe (p= 0,358), ocupação materna (p=
0,676) e porte do estabelecimento de nascimento da criança (p= 0,969). Do nível
intermediário retirou-se a variável local de ocorrência do nascimento, uma vez que todos os
nascimentos do grupo de controle foram hospitalares, e a variável tipo de parto (p= 0,690).
Do nível proximal as variáveis sexo da criança (p= 0,414) e nº de filhos nascidos vivos
(p= 0,257), foram excluídas do modelo. Neste nível retirou-se também as variáveis raça/cor e
malformação congênita por apresentar completitude inferior a 80%.
Na primeira etapa da análise multivariada foram introduzidas de uma só vez, as
variáveis do nível distal: natureza do hospital e estado civil da mãe. Ambas, após a regressão
logística, permaneceram no modelo.
Na segunda etapa foi aplicado um modelo multivariado somente para as variáveis do
nível intermediário: número de consultas pré-natal e índice de Apgar no 1º e 5º minuto, todas
permaneceram no modelo.
A terceira etapa foi constituída do modelo multivariado apenas das variáveis do nível
proximal: idade da mãe, tipo de gravidez, peso ao nascer, duração da gestação e paridade
materna (nº de filhos nascidos mortos). Nesta etapa foram retiradas do modelo, por ordem,
idade da mãe (p= 0,891), tipo de gravidez (p= 0,368) e numero de filhos nascidos mortos (p=
0,132).
Em seguida foram testadas, no modelo multivariado, as variáveis do nível distal e
intermediário: estado civil da mãe, natureza do hospital, número de consultas de pré-natal e
índice de Apgar no 1º e 5º minuto. Todas continuaram no modelo.
E finalmente, foi rodado um modelo multivariado com as variáveis dos três níveis:
estado civil da mãe, natureza do hospital, número de consultas de pré-natal, índice de Apgar
no 1º e 5º minuto, peso ao nascer e duração da gestação. E embora os valores de p sugerissem
que fossem retiradas da equação, por ordem, as variáveis, índice de apgar no 1º minuto (p=
0,732), número de consultas pré-natal (p= 0,132) e natureza do hospital (p= 0,148), estas não
saíram do modelo por pertencerem aos níveis distal e intermediário.
110
Sendo observado na tabela abaixo o modelo final dos fatores de risco para mortalidade
infantil na cidade de Guarulhos.
Tabela 42: Valores de odds ratio ajustada (ORadj) e intervalos de 95% de confiança (IC 95%) obtidos mediante análise de regressão logística para associação entre os óbitos de menores de um ano e os fatores de risco. Guarulhos, 2005
Variáveis OR Ajustada IC 95% p-valor
Nível Distal
Estado Civil da mãe Casada 1,00 Solteira, separada, viúva 1,67 0,93 3,01 0,085 Natureza Hospital 0,078 Publico 2,30 1,00 5,30 <0,001 Privado SUS 1,20 0,60 2,20 0,700 Privado Não SUS 1,00
Nível Intermediário
Número de consultas 0,144 0a3 1,65 0,28 1,50 0,310 4a6 1,51 0,26 1,01 0,050 7e+ 1,00 Apgar 1° min 0,732 0a3 0,91 0,26 3,26 0,890 4a7 1,24 0,67 2,31 0,500 8a10 1,00 Apgar 5° min <0,001 0a3 31,69 4,45 225,49 <0,001 4a7 8,73 2,87 26,55 <0,001 8a10 1,00
Nível Proximal
Peso ao nascer <2500 3,06 1,46 6,41 0,003 2500e+ 1,00 Duração da gestação <37 6,15 2,9 13,04 <0,001 37+ 1,00
111
d) Porto Alegre
Na análise univariada foram retiradas as seguintes variáveis: ocupação materna (p=
0,690), porte do estabelecimento de nascimento da criança (p= 0,998), tipo de parto (p=
0,242) e sexo da criança (p= 0,345).
Na primeira etapa da regressão logística, aplicou-se o modelo multivariado apenas
para as variáveis do nível distal: escolaridade da mãe, estado civil da mãe e natureza do
hospital todas as variáveis após a regressão logística permaneceram no modelo.
Na segunda etapa foram introduzidas, de uma só vez, as variáveis: local de ocorrência,
número de consultas de pré-natal e índice de Apgar no 1º e 5º minuto. A variável local de
ocorrência do nascimento (p= 0,805) foi retirada do modelo multivariado.
Na etapa seguinte, procedeu-se de forma semelhante às duas etapas anteriores, com a
inclusão das variáveis do nível proximal: idade da mãe, tipo de gravidez, peso ao nascer,
duração da gestação, paridade materna (nº de filhos nascidos vivos e mortos) e malformação
congênita. Nesta etapa retirou-se do modelo a variável raça/cor (p= 0,144).
Na quarta etapa foram testadas as variáveis do nível distal e intermediário: estado civil
da mãe, natureza do hospital, número de consultas de pré-natal e índice de Apgar no 1º e 5º
minuto. Embora os valores de p indicassem a exclusão, por ordem, das variáveis: estado civil
da mãe (p= 0,504), natureza do hospital (p= 0,391) e escolaridade da mãe (p= 0,306) as
mesmas foram mantidas no modelo por pertencerem ao nível distal.
E, finalmente foram testou-se o modelo multivariado com inclusão das variáveis dos
três níveis: estado civil da mãe, escolaridade da mãe, natureza do hospital, número de
consultas de pré-natal, índice de Apgar no 1º e 5º minuto, idade da mãe, tipo de gravidez,
peso ao nascer, duração da gestação, paridade materna (numero de filhos nascidos vivos e
mortos), raça/cor e malformação congênita.
No primeiro passo desta regressão, o valor de p sugeriu a remoção da variável estado
civil da mãe (p= 0,784). No entanto a variável foi mantida por estar categorizada no nível
distal. No segundo passo foi removida a variável numero de filhos nascidos vivos (p= 0,503).
No terceiro passo os valores da equação indicam a retirada da variável escolaridade materna
(p= 0,478), porém a variável permaneceu no modelo por pertencer ao nível distal. Nos passos
subseqüentes foram retiradas, por ordem as variáveis duração da gestação (p= 0,177) e idade
da mãe (p= 0,190).
Sendo observado na tabela abaixo o modelo final dos fatores de risco para mortalidade
infantil na cidade de Porto Alegre.
112
Tabela 43: Valores de odds ratio ajustada (ORadj) e intervalos de 95% de confiança (IC 95%) obtidos mediante análise de regressão logística para associação entre os óbitos de menores de um ano e os fatores de risco. Porto Alegre, 2005
Variáveis OR Ajustada IC 95% p-valor
Nível Distal
Escolaridade da Mãe (em anos) 0,297
<4 2,14 0,82 5,57 0,120
4a7 1,10 0,66 1,83 0,710
8+ 1,00
Estado Civil da mãe
Casada 1,00
Solteira, separada, viúva 1,20 0,66 2,16 0,554
Natureza Hospital 0,159
Publico 1,10 0,50 2,60 0,800
Privado SUS 1,80 0,80 4,10 0,200
Privado Não SUS 1,00
Nível Intermediário
Número de consultas 0,004
0a3 2,60 1,39 4,85 0,010
4a6 1,04 0,58 1,88 0,890
7e+ 1,00
Apgar 1 min <0,001
0a3 3,98 1,38 11,51 0,010
4a7 2,81 1,63 4,82 <0,001
8a10 1,00
Apgar 5 min 0,012
0a3 17,69 1,65 189,42 0,020
4a7 2,99 1,23 7,25 0,020
8a10 1,00
Nível Proximal
Tipo de gravidez
Múltipla 9,85 2,33 41,63 0,002
Única 1,00
Peso ao nascer
<2500 6,95 4,15 11,62 <0,001
2500e+ 1,00
Paridade (Filhos nascidos mortos) 0,096
0 1,00
1 2,13 0,78 5,79 0,139
2+ 2,67 0,7 45,88 <0,001
Malformação congênita
Sim 24,12 10,76 54,07 <0,001
Não 1,00
113
e) Goiânia
Na análise univariada foram retiradas, do nível distal, as seguintes variáveis:
escolaridade mãe (p= 0,390), porte do estabelecimento de nascimento da criança (p= 0,872).
Ainda neste nível foi retirada a variável ocupação materna por apresentar 26,6% de
informações ignoradas.
Do nível intermediário retirou-se a variável local de ocorrência do nascimento, uma
vez que 100% dos nascimentos tanto entre o grupo de casos quanto no grupo de controles,
ocorreu no hospital. No nível distal foram retiradas as variáveis numero de filhos nascidos
mortos (p= 0,653) e a variável raça/cor por apresentar completitude inferior a 80%.
Na primeira etapa da análise multivariada foram introduzidas apenas as variáveis do
nível distal: escolaridade da mãe, estado civil da mãe e natureza do hospital, Após a regressão
logística foram retiradas do modelo, por ordem, as variáveis: estado civil da mãe (p= 0,271) e
escolaridade materna (p= 0,250).
Na segunda etapa, rodou-se o modelo multivariado das variáveis do nível
intermediário: tipo de parto, número de consultas de pré-natal e índice de Apgar no 1º e 5º
minutos, A variável tipo de parto foi retirada do modelo (p= 0,685).
A terceira etapa consistiu em aplicar o modelo multivariado das variáveis do nível
proximal: idade da mãe, tipo de gravidez, sexo da criança, peso ao nascer, duração da
gestação, paridade materna (nº de filhos nascidos vivos) e malformação congênita. Nesta
etapa retirou-se do modelo por ordem, as variáveis tipo de gravidez (p= 0,813), números de
filhos nascidos vivos (p= 0,570), sexo da criança (p= 0,429) e idade da mãe (p= 0,410).
Na quarta etapa, foram introduzidas no modelo multivariado as variáveis do nível
distal e intermediário: natureza do hospital, número de consultas de pré-natal e índice de
Apgar no 1º e 5º minuto. Embora o valor de p indicasse a exclusão da variável natureza do
hospital (p= 0,409) a mesma permaneceu no modelo por pertencer ao nível distal.
E por fim, rodou-se um quinto modelo com a inclusão das variáveis dos níveis distal,
intermediário e proximal: natureza do hospital, número de consultas de pré-natal, índice de
Apgar no 1º e 5º minuto, peso ao nascer, duração da gestação, malformação congênita.
Embora os valores de p indicasse a retirada das variáveis natureza do hospital (p=
0,914) e números de consultas pré natal (p= 0,131), as mesmas foram mantidas por
pertencerem aos níveis distal e intermediário, respectivamente.
114
Tabela 44: Valores de odds ratio ajustada (ORadj) e intervalos de 95% de confiança (IC 95%) obtidos mediante análise de regressão logística para associação entre os óbitos de menores de um ano e os fatores de risco. Goiânia, 2005
Variáveis OR Ajustada IC 95% p-valor
Nível Distal
Natureza Hospital 0,914
Publico 1,20 0,50 2,90 0,700
Privado SUS 1,10 0,50 2,30 0,800
Privado Não SUS 1,00
Nível Intermediário
Número de consultas 0,131
0a3 2,90 0,90 9,39 0,080
4a6 0,79 0,38 1,66 0,540
7e+ 1,00
Apgar 1° min <0,001
0a3 34,73 3,43 351,82 <0,001
4a7 2,63 1,38 5,01 <0,001
8a10 1,00
Apgar 5° min 0,055
0a3 6,24 0,22 173,45 0,280
4a7 3,14 1,13 8,68 0,030
8a10 1,00
Nível Proximal
Peso ao nascer
<2500 2,53 1,10 5,79 0,028
2500e+ 1,00
Duração da gestação
<37 5,95 2,51 14,09 <0,001
37+ 1,00
Malformação congênita
Sim 11,45 2,46 53,29 0,002
Não 1,00
A tabela 45 e a figura 13 sintetizam os achados da análise de regressão logística para
associação entre os óbitos de menores de um ano e os fatores de risco nas cinco cidades
estudadas, permitindo verificar os diferenciais existentes.
Entre as variáveis do nível distal, a natureza do hospital de nascimento da criança
constituiu-se como importante fator de risco para mortalidade infantil nas cinco cidades
estudadas, sendo em geral, os hospitais públicos e privados conveniados ao SUS
caracterizados como fator de risco para a ocorrência de óbitos em menores de um ano.
115
Entretanto, nas cidades de Recife e Porto Alegre os hospitais privados conveniados ao SUS
apresentaram uma maior chance de exposição (odds ratio ajustada) entre os casos do que os
hospitais públicos (OR= 1,30 e 1,80 respectivamente).
Observa-se também que essa variável perde a significância à medida que interage com
as variáveis do nível intermediário e proximal. O que pode estar relacionada a presença de
colinearidade entre a natureza do hospital e o estado civil da materno.
O fator estado civil da mãe esteve presente nas cidades de Recife, Guarulhos e Porto
Alegre, em todas as mães solteiras, separadas e viúvas apresentaram maior razão de exposição
entre o grupo de casos, com maior valor da odds ratio na cidade de Recife.
A escolaridade materna mostrou significância como fator de risco nas cidades de Porto
Alegre e Belém, em ambas, as mães com menos de quatro anos de estudo apresentaram maior
valor da odds ratio.
As variáveis relacionadas à assistência materno-infantil, número de consultas pré-natal
e índice de apgar no 1° e 5° minuto configuraram-se como fatores de risco nas cinco cidades.
O número de consultas de pré-natal perdeu a significância no modelo final nas cidades de
Guarulhos e Goiânia (p-valor= 0,144 e 0,131 respectivamente), o mesmo aconteceu com
índice de apgar no 1º minuto na cidade de Guarulhos.
Entre as variáveis biológicas, o baixo peso ao nascer (<2.500g) aparece como fator de
risco, com significância estatística, em todas as cidades estudadas. O fator duração da
gestação só não esteve presente na cidade de Porto Alegre. Em todas as demais cidades a
prematuridade mostrou-se fortemente associada à mortalidade infantil, com odds ratio de 6,15
entre os casos da cidade de Guarulhos.
Em relação à variável número de filhos nascidos mortos, as mães com mais de dois
filhos mortos apresentaram maior risco para a mortalidade infantil em Porto Alegre, com odds
ratio ajustada de 2,67.
Apenas em Belém e em Guarulhos as malformações congênitas não representaram
fator de risco para a mortalidade infantil, entretanto em Guarulhos essa associação não pôde
ser testada em função da baixa completitude da variável.
O tipo de gravidez (múltipla) apresentou associação com a ocorrência das mortes em
menores de um ano apenas em Porto Alegre.
116
Tabela 45: Valores de odds ratio ajustada (ORadj) e significância (p-valor) obtidos mediante análise de regressão logística para associação entre os óbitos de menores de um ano e os fatores de risco para as cinco cidades estudadas. 2005
Variáveis do Modelo Final Belém Recife Guarulhos Porto Alegre Goiânia
ORadj p-valor ORadj p-valor ORadj p-valor ORadj p-valor ORadj p-valor
Dis
tal
Escolaridade da Mãe (em anos) 0,128 0,297
<4 1,98 0,059 2,14 0,120
4a7 1,36 0,190 1,10 0,710
8+ 1,00 - 1,00
Estado Civil da mãe
Casada 1,00 - 1,00 1,00
Solteira, separada, viúva 1,95 0,003 1,67 0,085 1,20 0,554
Natureza Hospital 0,769 0,184 0,078 0,159 0,914
Publico 1,20 0,500 0,90 0,100 2,30 <0,001 1,10 0,800 1,20 0,700
Privado SUS 1,00 1,000 1,30 0,400 1,20 0,700 1,80 0,200 1,10 0,800
Privado Não SUS 1,00 - 1,00 - 1,00 - 1,00 1,00
Inte
rmed
iári
o
Número de consultas 0,066 0,009 0,144 0,004 0,131
0a3 1,96 0,030 2,01 0,010 1,65 0,310 2,60 0,010 2,90 0,080
4a6 1,49 0,090 1,04 0,850 1,51 0,050 1,04 0,890 0,79 0,540
7e+ 1,00 - 1,00 - 1,00 1,00 1,00
Apgar 1° min 0,004 <0,001 0,732 <0,001 <0,001
0a3 5,25 <0,001 7,34 <0,001 0,91 0,890 3,98 0,010 34,73 <0,001
4a7 1,91 0,040 2,94 <0,001 1,24 0,500 2,81 <0,001 2,63 <0,001
8a10 1,00 - 1,00 - 1,00 1,00 1,00
Apgar 5° min 0,009 0,025 <0,001 0,012 0,055
0a3 7,10 0,090 6,11 0,020 31,69 <0,001 17,69 0,020 6,24 0,280
4a7 3,60 0,010 2,35 0,030 8,73 <0,001 2,99 0,020 3,14 0,030
8a10 1,00 - 1,00 - 1,00 1,00 1,00
Pro
xim
al
Tipo de gravidez
Múltipla 9,85 0,002
Única 1,00
Peso ao nascer
<2500 2,34 0,004 4,82 <0,001 3,06 0,003 6,95 <0,001 2,53 0,028
2500e+ 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00
Duração da gestação
<37 5,69 <0,001 2,02 0,014 6,15 <0,001 5,95 <0,001
37+ 1,00 1,00 1,00 1,00
Raça/Cor
Branca 1,00
Parda, Preta 1,64 0,023
Paridade (Filhos nascidos mortos) 0,096
0 1,00
1 2,13 0,139
2+ 2,67 <0,001
Malformação congênita
Sim 5,44 0,002 24,12 <0,001 11,45 0,002
Não 1,00 1,00 1,00
117
Nível Variáveis
Multivariada
Belém Recife Guarulhos Porto Alegre Goiânia D
ista
l
Escolaridade da Mãe
Ocupação da Mãe
Estado Civil da mãe
Natureza Hospital
Porte
Inte
rmed
iári
o
Local ocorrência nascimento
Tipo de parto
Número de consultas
Apgar 1° minuto
Apgar 5° minuto
Pro
xim
al
Idade da mãe
Tipo de gravidez
Sexo
Peso ao nascer
Duração da gestação
Raça/Cor
Paridade (Filhos nascidos vivos)
Paridade (Filhos nascidos mortos)
Malformação congênita
Figura 13: Síntese dos fatores de risco associados à mortalidade infantil nas cinco cidades estudadas. 2005
118
7.3 Análise dos fatores de risco para a mortalidade infantil e seus diferenciais por
componente do óbito
7.3.1 Análise univariada por componente do óbito infantil
a) Componente Neonatal
Na associação entre as variáveis de exposição e os grupos de casos e controles para as
variáveis do nível distal, as variáveis porte (volume de nascimentos) e ocupação da mãe não
apresentaram associação estaticamente significante (p=0,870 e 0,632, respectivamente)
(tabela 46).
Quanto à escolaridade materna, as mães com menos de quatro anos de estudo
representaram, entre os casos 7,2%, e entre os controles 5,0%. A chance de exposição para o
grupo de casos foi 1,50 vezes maior do que para o grupo de controles (tabela 46).
Na análise da variável estado civil da mãe (p=0,002), foi possível observar que as
mães solteiras, separadas e viúvas constituíram uma chance de exposição de 1,28 vezes maior
entre o grupo de casos do que entre os controles (tabela 46).
No que se refere à natureza do estabelecimento de nascimento da criança, os
estabelecimentos públicos apresentaram maior chance de exposição entre o grupo de casos do
que entre os controles, com odds ratio de 1,07, enquanto que os estabelecimentos privados
filantrópicos ou conveniados ao SUS surgem como fator de proteção com odds ratio de 0,75
(tabela 46).
Em relação a variável porte, os valores da odds ratio sempre próximo da unidade em
cada estrato e o valor de p=1,000, demonstraram que os casos e os controles são semelhantes
em relação ao porte (tabela 46)
No nível distal, nenhuma das variáveis apresentou completitude inferior a 80%.
119
Tabela 46: Análise univariada da associação entre variáveis do nível distal e o componente neonatal da mortalidade infantil nas cinco cidades do estudo. 2005
Variáveis
Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles)
Total Odds Ratio
IC 95% p-valor
n % n % n % Escolaridade da Mãe (em anos) (A) 0,021 <4 75 7,2 156 5,0 231 5,6 1,50 1,12 2,01 4a7 334 32,2 1.033 33,2 1.367 33,0 1,01 0,87 1,18 8+ 595 57,4 1861 59,8 2.456 59,2 1,00
Ocupação da Mãe (B) Sem ocupação 680 65,6 2.079 66,8 2.750 66,3 0,96 0,82 1,13 0,632 Com ocupação 284 27,4 835 26,8 1.119 27,0 1,00
Estado Civil da mãe (C) Casada 265 25,5 944 30,3 1.209 29,1 1,00 Solteira, separada, viúva 747 72,0 2.073 66,6 2.820 68,0 1,28 1,09 1,51 0,002
Natureza Hospital (D) <0,001 Publico 283 27,3 1.009 32,4 1.392 33,6 0,75 0,63 0,91 Privado SUS 301 29,1 1.126 36,2 1.427 34,4 1,07 0,90 1,28 Privado Não SUS 297 28,6 841 27,0 1.138 27,4 1,00
Porte (E) 0,870 1 24 2,31 73 2,3 97 2,3 0,99 0,62 1,59 2 117 11,3 334 10,7 451 10,9 1,06 0,85 1,33 3 892 86,0 2.704 86,9 3.596 86,7 1,00
Nota *Variáveis Ignoradas: A= 94 (2,3%); B= 270 (6,5%); C= 119 (2,9%); D= 191 (4,6%); E= 4 (0,1%)
Na análise das variáveis do nível intermediário, o local de ocorrência dos nascimentos,
o hospital concentrou quase a totalidade dos nascimentos, tanto entre o grupo de casos
(99,2%), como entre os controles (99,7%) (tabela 47).
Quanto ao tipo de parto, aqueles classificados como parto vaginal representaram, entre
os casos 53,7%, e entre os controles 849,%. A chance de exposição para o grupo de casos foi
1,17 vezes maior do que para o grupo de controles (tabela 47).
No que se refere ao número de consultas de pré-natal, observa-se que as mães que
tiveram entre zero e três consultas apresentaram maior chance de exposição entre o grupo de
casos do que entre os controles, com odds ratio de 7,21 (tabela 47).
Destaca-se ainda os valores de Apgar no 1° e 5° minuto de vida dos recém-nascidos,
quando a pontuação mais baixa (0 a 3) constituiu uma chance de exposição de 82,37 e 95,28
vezes maior entre o grupo de casos do que entre os controles, respectivamente (tabela 47).
120
Tabela 47: Análise univariada da associação entre variáveis do nível intermediário e o componente neonatal da mortalidade infantil nas cinco cidades do estudo. 2005
Variáveis
Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles) Total Odds
Ratio IC 95% p-
valor n % n % n % Local ocorrência nascimento (F) Domicilio 7 0,68 5 0,16 12 0,29 4,22 1,34 13,33 0,008
Hospital 1.02
9 99,23 3.103 99,74 4.132 99,61 1,00
Tipo de parto (G) Cesário 478 46,09 1.560 50,14 2.038 49,13 1,00 Vaginal 557 53,71 1.549 49,79 2.106 50,77 1,17 1,02 1,35 0,026
Número de consultas (H) <0,00
1 0a3 321 30,95 253 8,13 574 13,84 7,21 5,89 8,82 4a6 350 33,75 947 30,44 1.297 31,27 2,10 1,77 2,49 7e+ 329 31,73 1.869 60,08 2.198 52,99 1,00
Apgar 1° min (I) <0,00
1 0a3 413 39,83 53 1,70 466 11,23 82,37 60,16 112,76 4a7 365 35,20 396 12,73 761 18,35 9,74 8,03 11,81 8a10 249 24,01 2.632 84,60 2.881 69,46 1,00
Apgar 5° min (J) <0,00
1 0a3 184 17,74 12 0,39 196 4,73 95,28 52,73 172,2 4a7 361 34,81 68 2,19 429 10,34 32,99 25,03 43,49 8a10 485 46,77 3.014 96,88 3.499 84,35 1,00
Nota *Variáveis Ignoradas: F= 4 (0,1%); G= 4 (0,1%); H= 79 (1,9%); I= 40 (1,0%); J= 24 (0,6%);
Os dados apresentados na tabela 51 permitem observar as relações entre as variáveis
do nível proximal e óbito neonatal. Em relação à idade materna, de acordo com o odds ratio
calculado, é possível observar que as mães com 35 anos e mais apresentaram uma chance de
exposição de 1,45 vezes maior entre o grupo de casos do que entre os controles (tabela 48).
Quanto ao tipo de gravidez, percebeu-se uma representação do tipo múltipla em 10%
dos casos e 16% dos controles. A chance de exposição para o grupo de casos foi 6,97 vezes
maior do que para o grupo de controles (tabela 48).
O sexo masculino apresentou uma chance de exposição de 1,19 vezes maior entre o
grupo de casos do que entre os controles (tabela 48).
Na análise das variáveis, peso ao nascer e duração da gestação, foi possível observar
que o baixo peso (inferior a 2.500g) e a gestação inferior a 37 semanas constituíram uma
chance de exposição de 26,19 e 27,69 vezes maior, respectivamente, entre o grupo de casos
do que entre os controles (tabela 48).
No que se refere à raça/cor, os resultados demonstraram que as mães de raça parda e
preta apresentaram maior exposição para o grupo de casos do que entre os controles, com
odds ratio de 1,46 (tabela 48).
121
No tocante à paridade de filhos nascidos vivos e mortos, observou-se que a paridade
de dois ou mais filhos representou maior chance de exposição para o grupo de casos do que
entre os controles, com odds ratio de 1,20 e 1,93, respectivamente. Entretanto, entre as
primíparas (0 filhos nascidos vivos) a chance de exposição foi maior entre o grupo de casos
do que entre os controles, com odds ratio de 1,65 (tabela 48).
A presença de malformação congênita representou uma chance de exposição 18,99
vezes maior nos casos do que entre os controles (tabela 48).
Tabela 48: Análise univariada da associação entre variáveis do nível proximal e o componente neonatal da mortalidade infantil nas cinco cidades do estudo. 2005
Variáveis Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles)
Total Odds Ratio
IC 95% p-valor
n % n % N % Idade da mãe (L) <0,001 10a19 255 24,6 620 19,9 875 21,1 1,38 1,16 1,63 20a34 659 63,5 2.210 71,0 2.869 69,2 1,00 35e+ 120 11,6 278 8,9 398 9,6 1,45 1,15 1,82
Tipo de gravidez (M) Múltipla 104 10,0 49 1,6 153 3,7 6,97 4,92 9,86 <0,001 Única 932 89,9 3.059 98,3 3991 96,2 1,00
Sexo (N) Feminino 450 43,4 1.492 48,0 1.942 46,8 1,00 Masculino 581 56,0 1.617 52,0 2.198 53,0 1,19 1,03 1,37 0.015
Peso ao nascer (O) <2500 752 72,5 289 9,3 1041 25,1 26,19 21,81 31,45 <0,001 2500e+ 280 27,0 2.818 90,6 3.098 74,7 1,00
Duração da gestação (P) <37 690 66,5 227 7,3 917 22,1 27,69 22,89 33,49 <0,001 37+ 312 30,1 2.842 91,4 3.154 76,0 1,00
Raça/Cor (Q) Branca 300 28,9 1.159 37,3 1.459 35,2 1,00 Parda, Preta 522 50,3 1.382 44,4 1.904 45,9 1,46 1,24 1,72 <0,001
Paridade (Filhos nascidos vivos) (R) <0,001 0 509 49,1 1.099 35,3 1.608 38,8 1,65 1,39 1,96 1 274 26,4 979 31,5 1.253 30,2 1,00 2e+ 236 22,8 702 22,6 938 22,6 1,20 0,98 1,47
Paridade (Filhos nascidos mortos) (S) <0,001 0 833 80,3 2.264 72,8 3.097 74,7 1,00 1 123 11,9 237 7,6 360 8,7 1,41 1,12 1,78 2+ 47 4,5 66 2,1 113 2,7 1,93 1,32 2,84
Malformação congênita (T) Sim 140 13,5 26 0,8 166 4,0 18,99 12,4 29,06 <0,001 Não 808 77,9 2.849 91,6 3.657 88,2 1,00
Nota *Variáveis Ignoradas: L= 6 (0,1%); M= 4 (0,1%); N= 8 (0,2%); O= 9 (0,2%); P= 77 (1,0%); Q= 785 (18,9%); R= 349
(8,9%); S= 578 (13,9%); T= 325 (7,8%)
122
b) Componente Pós-neonatal
Na associação entre as variáveis de exposição e os grupos de casos e controles para as
variáveis do nível distal, apenas a variável porte do hospital de nascimento não apresentou
associação estaticamente significante (p=0,588) (tabela 49).
Quanto à escolaridade materna, as mães com menos de quatro anos de estudo
representaram, entre os casos 10,2%, e entre os controles 5,4%. A chance de exposição para o
grupo de casos foi 2,48 vezes maior do que para o grupo de controles (tabela 49).
Na análise das variáveis, ocupação e estado civil da mãe, foi possível observar que as
mães sem ocupação e aquelas solteiras, separadas e viúvas constituíram uma chance de
exposição de 1,55 e 1,85 vezes maior, respectivamente, entre o grupo de casos do que entre os
controles (tabela 49).
No que se refere à natureza do estabelecimento de nascimento da criança, os
estabelecimentos públicos e privados credenciados ao SUS apresentaram maior chance de
exposição entre o grupo de casos do que entre os controles, com odds ratio de 1,74 e 1,31
respectivamente (tabela 49).
Em relação à variável porte, os valores da odds ratio sempre próximo da unidade em
cada estrato e o valor de p=0,588, demonstram que os casos e os controles são semelhantes
em relação ao porte (tabela 49)
No nível distal, nenhuma das variáveis apresentou completitude inferior a 80%.
123
Tabela 49: Análise univariada da associação entre variáveis do nível distal e o componente pós-neonatal da mortalidade infantil nas cinco cidades do estudo. 2005
Variáveis
Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles)
Total Odds Ratio
IC 95% p-valor
n % n % n % Escolaridade da Mãe (em anos) (A) <0,001 <4 49 10,2 77 5,4 126 6,6 2,48 1,68 3,65 4a7 194 40,5 467 32,5 661 34,5 1,62 1,29 2,02 8+ 224 46,8 872 60,7 1.096 57,2 1,00
Ocupação da Mãe (B) Sem ocupação 347 72,4 950 66,1 1.297 67,7 1,55 1,2 2,00 <0,001 Com ocupação 94 19,6 399 27,8 493 25,7 1,00
Estado Civil da mãe (C) Casada 95 19,8 447 31,1 542 28,3 1,00 Solteira, separada, viúva 363 75,8 921 64,1 1284 67,0 1,85 1,44 2,39 <0,001
Natureza Hospital (D) <0,001 Publico 197 41,1 477 33,2 674 35,2 1,74 1,31 2,31 Privado SUS 157 32,8 507 35,3 664 34,7 1,31 0,97 1,75 Privado Não SUS 89 18,6 375 26,1 464 24,2 1,00
Porte (E) 0,588 1 9 1,9 26 1,8 35 1,8 1,02 0,48 2,20 2 39 8,1 140 9,7 179 9,3 0,82 0,57 1,19 3 430 89,8 1.271 88,4 1.701 88,8 1,00
Nota *Variáveis Ignoradas: A= 33 (1,7%); B= 126 (6,6%); C= 90 (4,7%); D= 114 (5,9%); E= 1 (0,1%)
Os dados apresentados na tabela 53 permitem observar as relações entre as variáveis
do nível intermediário.
No que se refere ao local de ocorrência do nascimento, os dados apontam para uma
maior proporção de partos hospitalares, tanto entre os casos (99,0%) como entre os controles
(99,5%) (tabela 50).
Quanto ao tipo de parto, para aqueles classificados como parto vaginal representaram,
entre os casos 56,6%, e entre os controles 50,3%. A chance de exposição para o grupo de
casos foi 1,29 vezes maior do que para o grupo de controles (tabela 50).
A observação da variável número de consultas de pré-natal demonstrou uma
representação, em relação às mães que tiveram entre zero e três consultas, de 26,1% entre os
casos e 9,1% entre os controles. A chance de exposição para o grupo de casos foi 3,94 vezes
maior do que para o grupo de controles (tabela 50).
Os dados demonstram ainda os valores de Apgar no 1° e 5° minuto de vida dos recém-
nascidos, que para a pontuação mais baixa (0 a 3) constituíram uma chance de exposição de
124
8,86 e 62,48 vezes maior entre o grupo de casos do que entre os controles, respectivamente
(tabela 50).
Tabela 50: Análise univariada da associação entre variáveis do nível intermediário e o componente
pós-neonatal da mortalidade infantil nas cinco cidades do estudo. 2005
Variáveis
Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles)
Total Odds Ratio IC 95% p-valor n % n % N %
Local ocorrência nascimento (F)
Domicilio 5 1,0 6 0,4 11 0,6 2,51 0,76 8,27 0,116
Hospital 474 99,0 1430 99,5 1.904 99,4 1,00
Tipo de parto (G)
Cesário 207 43,2 714 49,7 921 48,1 1,00
Vaginal 271 56,6 723 50,3 994 51,9 1,29 1,05 1,59 0,016
Número de consultas (H) <0,001
0a3 125 26,1 131 9,1 256 13,4 3,94 2,95 5,26
4a6 139 29,0 445 31,0 584 30,5 1,29 1,01 1,65
7e+ 204 42,6 843 58,7 1.047 54,6 1,00
Apgar 1° min (I) <0,001
0a3 62 12,9 29 2,0 91 4,7 8,86 5,60 14,03
4a7 126 26,3 202 14,1 328 17,1 2,5 2,00 3,34
8a10 288 60,1 1.194 83,1 1.482 77,3 1,00
Apgar 5° min (J) <0,001
0a3 18 3,8 1 0,1 19 1,0 62,48 8,31 469,47
4a7 60 12,5 41 2,9 101 5,3 5,08 3,36 7,67
8a10 399 83,3 1.385 96,4 1.784 93,1 1,00 Nota *Variáveis Ignoradas: F= 1 (0,1%); G= 1 (0,1%); H= 29 (1,5%); I= 15 (0,8%); J= 12 (0,6%)
Na análise das variáveis do nível proximal, apenas a variáveil sexo da criança não
apresentou associação estatisticamente significante (p=0,544) (tabela 51).
Em relação à idade materna, de acordo com a odds ratio calculada, é possível observar
que as mães com idade entre 10 e 19 anos apresentaram uma chance de exposição de 1,58
vezes maior entre o grupo de casos do que entre os controles (tabela 51).
Quanto ao tipo de gravidez, observou-se entre as mães com gravidez múltipla uma
chance de exposição de 2,16 vezes maior entre o grupo de casos do que entre os controles
(tabela 51).
No tocante à análise das variáveis, peso ao nascer e duração da gestação, foi possível
observar que o baixo peso (inferior a 2.500g) e a gestação inferior a 37 semanas constituíram
uma chance de exposição de 6,69 e 6,30 vezes maior, respectivamente, entre o grupo de casos
do que entre os controles (tabela 51).
125
No que se refere à paridade de filhos nascidos vivos e mortos, observou-se que a
paridade de dois ou mais filhos representou maior chance de exposição para o grupo de casos
do que entre os controles, com odds ratio de 1,73 e 1,79, respectivamente (tabela 51).
Observou-se também que a presença de malformação congênita representou uma
chance de exposição 18,07 vezes maior nos casos do que entre os controles (tabela 51).
No nível proximal, apenas a variável raça/cor apresentou completitude inferior a 80%,
com 25,2% das informações ignoradas.
Tabela 51: Análise univariada da associação entre variáveis do nível proximal e o componente pós-
neonatal da mortalidade infantil nas cinco cidades do estudo. 2005
Variáveis
Óbitos (Casos)
Sobreviventes (Controles) Total
Odds Ratio IC 95%
p-valor n % n % n %
Idade da mãe (L) <0,001
10a19 129 26,9 276 19,2 405 21,1 1,58 1,23 2,01
20a34 302 63,0 1.018 70,8 1.320 68,9 1,00
35e+ 48 10,0 143 10,0 191 10,0 1,13 0,79 1,61
Tipo de gravidez (M)
Múltipla 19 4,0 27 1,9 46 2,4 2,16 1,19 3,92 0,010
Única 460 96,0 1.410 98,1 1.870 97,6 1,00
Sexo (N)
Feminino 230 48,0 712 49,5 942 49,2 1,00
Masculino 249 52,0 723 50,3 972 50,7 1,06 0,87 1,31 0,544
Peso ao nascer (O)
<2500 196 40,9 136 9,5 332 17,3 6,69 5,19 8,62 <0,001
2500e+ 280 58,5 1.299 90,4 1.579 82,4 1,00
Duração da gestação (P)
<37 163 34,0 110 7,7 273 14,2 6,30 4,8 8,27 <0,001
37+ 306 63,9 1.301 90,5 1.607 83,9 1,00
Raça/Cor (Q)
Branca 146 30,5 532 37,0 678 35,4 1,00
Parda, Preta 206 43,0 550 38,3 576 30,1 1,36 1,07 1,74 0,012
Paridade (Filhos nascidos vivos) (R) <0,001
0 180 37,6 510 35,5 690 36,0 1,23 0,95 1,59
1 128 26,7 447 31,1 575 30,0 1,00
2e+ 154 32,2 311 21,6 465 24,3 1,73 1,31 2,28
Paridade (Filhos nascidos mortos) (S) 0,028
0 394 82,3 990 68,9 1.384 72,2 1,00
1 32 6,7 121 8,4 153 8,0 0,66 0,44 0,99
2+ 15 3,1 21 1,5 36 1,9 1,79 0,92 3,52
Malformação congênita (T)
Sim 57 11,9 11 0,8 68 3,5 18,07 9,38 34,82 <0,001
Não 373 77,9 1.301 90,5 1.674 87,4 1,00 Nota *Variáveis Ignoradas: L= 0; M= 0; N= 2 (0,1%); O= 5 (0,3%); P= 36 (1,9%); Q= 482 (25,2%); R= 186 (9,7%); S= 343
(17,9%); T= 174 (9,1%)
126
7.3.2 Análise multivariada por componente do óbito infantil
a) Componente Neonatal
Na análise univariada para o componente neonatal foram retiradas apenas as variáveis:
ocupação da mãe (p= 0,632) e porte do estabelecimento de nascimento da criança (p= 0,870).
Na primeira etapa da análise multivariada foram introduzidas no modelo as variáveis
do nível distal: escolaridade da mãe, estado civil da mãe e natureza do hospital. Após a
regressão logística foi retirada do modelo a variável escolaridade materna (p= 0,145).
Na segunda etapa foi aplicado um modelo multivariado para as variáveis do nível
intermediário: local de ocorrência do nascimento, tipo de parto, número de consultas de pré-
natal e índice de Apgar no 1º e 5º minuto. A variável local de nascimento (p= 0,740) foi
retirada do modelo.
A terceira etapa se deu de forma semelhante às anteriores, com a inclusão apenas das
variáveis do nível proximal no modelo multivariado: idade da mãe, tipo de gravidez, sexo da
criança, peso ao nascer, duração da gestação, raça/cor, paridade materna (nº de filhos nascidos
vivos e mortos) e malformação congênita. Nesta etapa retirou-se do modelo, por ordem, as
variáveis números de filhos nascidos vivos (p= 0,678), tipo de gravidez (p= 0,4488) e sexo da
criança (p= 0,191).
A quarta etapa consistiu em aplicar um modelo multivariado para as variáveis do nível
distal e intermediário: estado civil da mãe, natureza do hospital, tipo de parto, número de
consultas de pré-natal e índice de Apgar no 1º e 5º minuto.
Embora os valores de p indicassem a exclusão da variável estado civil da mãe (p=
0,326) a mesma permaneceu no modelo por pertencer ao nível distal. Sendo excluída, no
passo subseqüente, apenas a variável tipo de parto (p= 0,362).
Por fim, foi executado o quinto modelo multivariado, com as variáveis dos níveis
distal, intermediário e proximal: estado civil da mãe, natureza do hospital, número de
consultas de pré-natal, índice de Apgar no 1º e 5º minuto, idade da mãe, peso ao nascer,
duração da gestação, raça/cor, paridade materna (numero de filhos nascidos mortos),
malformação congênita.
Nesta etapa excluiu-se a variável idade da mãe (p= 0,416). Embora o valor de p
sugerisse a retirada da variável estado civil da mãe (p= 0,162) a mesma permaneceu no
modelo por pertencer ao nível distal.
127
A tabela 52 trata do modelo final dos fatores de risco para mortalidade neonatal nas
cinco cidades.
Tabela 52: Valores de odds ratio ajustada (ORadj) e intervalos de 95% de confiança (IC 95%) obtidos mediante análise de regressão logística para associação entre a mortalidade neonatal e os fatores de risco nas cidades estudadas. 2005
Nível Variáveis OR Ajustada IC 95% p-valor
Nível Distal
Estado Civil da mãe
Casada 1,00
Solteira, separada, viúva 1,27 0,91 1,79 0,162
Natureza Hospital <0,001
Publico 0,60 0,30 0,60 <0,001
Privado SUS 1,00 0,70 1,40 0,800
Privado Não SUS 1,00
Nível Intermediário
Número de consultas 0,034
0a3 1,77 1,14 2,75 0,010
4a6 1,29 0,93 1,80 0,130
7e+ 1,00
Apgar 1 min <0,001
0a3 9,69 4,95 18,99 <0,001
4a7 3,35 2,39 4,70 <0,001
8a10 1,00
Apgar 5 min <0,001
0a3 6,37 2,27 17,89 <0,001
4a7 4,11 2,47 6,86 <0,001
8a10 1,00
Nível Proximal
Peso ao nascer
<2500 4,83 3,24 7,21 <0,001
2500e+ 1,00
Duração da gestação
<37 3,91 2,59 5,90 <0,001
37+ 1,00
Raça/Cor
Branca 1,00
Parda, Preta 1,71 1,26 2,34 <0,001
Paridade (Filhos nascidos mortos) 0,055
0 1,00
1 2,27 1,14 4,49 0,019
2+ 0,90 0,58 1,45 0,720
Malformação congênita
Sim 13,94 6,81 28,53 <0,001
Não 1,00
128
b) Componente Pós-neonatal
Na análise univariada foram excluídas as variáveis: porte do hospital de nascimento da
criança (p= 0,588) e sexo da criança (p= 0,544). A variável raça/cor foi movida por apresentar
completitude inferior a 80%.
Em relação a análise multivariada, a primeira etapa consistiu em executar um mdelo
apenas para as variáveis do nível distal: escolaridade da mãe, ocupação da mãe, estado civil e
natureza do hospital. Tendo sido removida do modelo a variável ocupação da mãe (p= 0,457).
Na segunda etapa foram introduzidas no modelo multivariado, de uma só vez, as variáveis
do nível intermediário: local de nascimento; tipo de parto; numero de consultas de pré-natal e
índice de apgar 1º e 5º minuto. Apos regressão logística foram retiradas do modelo, por
ordem, as variáveis: local de nascimento (p= 0,960) e tipo de parto (p= 0,168).
Seguiu-se com a aplicação do terceiro modelo multivariado, constituído apenas pelas
variáveis do nível proximal: idade da mãe, tipo de gravidez, peso ao nascer, duração da
gestação, paridade materna (numero de filhos nascidos vivos e mortos), malformação
congênita. Nesta etapa foram excluídas, por ordem, as variáveis: numero de filhos (p= 0,229)
e tipo de gravidez (p= 0,127).
Na quarta etapa foram introduzidas no modelo multivariado as variáveis dos níveis distal e
intermediário: escolaridade da mãe, estado civil da mãe, natureza do hospital, numero de
consultas pré natal, índice de apgar 1º e 5º minuto. Embora o valor de p indicasse a exclusão
da variável natureza do hospital (p= 0,148) a mesma permaneceu no modelo por pertencer ao
nível distal.
Na quinta e ultima etapa, incluiu-se no modelo multivariado as variáveis dos três níveis
hierárquicos: escolaridade da mãe, estado civil da mãe, natureza do hospital, número de
consultas pré-natal, índice de apgar no 1º e 5 º minuto, idade da mãe, peso ao nascer, duração
da gestação, paridade materna (número de filhos nascidos mortos) e malformação congênita.
As variáveis: natureza do hospital (p=0,449) e índice de apgar no 1º minuto deveriam
ser excluídas de acordo com os valores da equação, entretanto considerando o nível de
hierarquia, as mesmas foram mantidas. Sendo removida do modelo, apenas a variável idade
da mãe (p=0,349);
129
A tabela 53 mostra o modelo final dos fatores de risco para mortalidade neonatal nas
cinco cidades.
Tabela 53: Valores de odds ratio ajustada (ORadj)) e intervalos de 95% de confiança (IC 95%) obtidos mediante análise de regressão logística para associação entre a mortalidade pós-neonatal e os fatores de risco nas cidades estudadas. 2005
Nível Variáveis OR Ajustada IC 95% p-valor
Nível Distal
Escolaridade da Mãe (em anos) <0,001
<4 2,34 1,45 3,78 <0,001
4a7 1,43 1,06 1,94 0,020
8+ 1,00
Estado Civil da mãe
Casada 1,00
Solteira, separada, viúva 1,85 1,30 2,64 <0,001
Natureza Hospital 0,220
Publico 1,40 1,00 2,00 0,100
Privado SUS 1,20 0,80 1,70 0,500
Privado Não SUS 1,00
Nível Intermediário
Número de consultas <0,001
0a3 1,72 1,17 2,54 0,010
4a6 0,77 0,55 1,06 0,110
7e+ 1,00
Apgar 1 min 0,326
0a3 1,72 0,75 3,95 0,200
4a7 1,24 0,85 1,80 0,260
8a10 1,00
Apgar 5 min 0,032
0a3 21,50 2,17 213,38 0,010
4a7 1,22 0,61 2,45 0,580
8a10 1,00
Nível Proximal
Peso ao nascer
<2500 2,80 1,78 4,41 <0,001
2500e+ 1,00
Duração da gestação
<37 2,40 1,47 3,92 <0,001
37+ 1,00
Malformação congênita
Sim 16,61 7,71 35,81 <0,001
Não 1,00
130
A tabela 54 sintetiza os achados da análise de regressão logística para associação entre
os óbitos de menores de um ano em cada componente do óbito e os fatores de risco nas cinco
cidades estudadas, permitindo verificar as diferenças existentes no período neonatal e pós-
neonatal.
Entre as variáveis do nível distal, a natureza do hospital de nascimento da criança
representou fator de risco para mortalidade infantil em ambos os componentes. Para os óbitos
ocorridos durante o período neonatal, os hospitais públicos constituíram-se como fator de
proteçãp, com odds ratio ajustada de 0,60, enquanto que no período pós-neonatal os hospitais
públicos e privados conveniados ao SUS caracterizados como fator de risco para a ocorrência
de óbitos em menores de um ano (tabela 54).
Observa-se também que, no componente pós-neonatal, essa variável perde a
significância à medida que interage com as variáveis do nível intermediário e proximal.
A escolaridade materna mostrou significância como fator de risco apenas para o
componente pós-neonatal, onde as mães com menos de três anos de estudo apresentaram uma
maior chance de exposição entre o grupo de casos, com odds ratio ajustada de 2,34 (tabela
54).
O fator estado civil da mãe esteve presente tanto na mortalidade neonatal como na
pós-neonatal, em ambos, observou-se maiores chances de exposição entre as mães solteiras,
separadas ou viúvas (tabela 54).
As variáveis relacionadas à assistência materno-infantil, número de consultas pré-
natal e índice de apgar no 1° e 5° minuto configuraram-se como fatores de risco para a
mortalidade infantil nos dois componentes analisados (tabela 54).
Entre os fatores biológicos, o baixo peso ao nascer (<2.500g) e duração da gestação
mostra-se fortemente associados à mortalidade tanto no período neonatal como no pós-
neonatal, entretanto, demonstrando maior magnitude de associação no período neonatal, com
odds ratio ajusta de 4,83 e 3,91 respectivamente (tabela 54).
As malformações congênitas apresentaram-se fortemente associadas à mortalidade
neonatal e pós-neonatal (tabela 54).
Apenas no componente neonatal o fator raça/cor do recém-nascido e número de filhos
nascidos mortos, apresentaram associação estatisticamente significante com o óbito, com odds
ratio ajustada de 1,71 entre as crianças negras e pardas e 2,27 para as mães com um filho tido
nascido morto (tabela 54).
131
Tabela 54: Valores de odds ratio ajustada (ORadj) e significância (p-valor) obtidos mediante análise de regressão logística para associação entre os óbitos de menores de um ano nos componentes neonatal e pós-neonatal e os fatores de risco para mortalidade infantil. Nas cinco cidades estudadas. 2005
Variáveis do Modelo Final
Neonatal Pós-neonatal
ORadj p-valor ORadj p-valor
Dis
tal
Escolaridade da Mãe (em anos) <0,001
<4 2,34 <0,001
4a7 1,43 0,020
8+ 1,00
Estado Civil da mãe
Casada 1,00 1,00
Solteira, separada, viúva 1,27 0,162 1,85 <0,001
Natureza Hospital <0,001 0,220
Publico 0,60 <0,001 1,40 0,100
Privado SUS 1,00 0,800 1,20 0,500
Privado Não SUS 1,00 1,00
Inte
rmed
iári
o
Número de consultas 0,034 <0,001
0a3 1,77 0,010 1,72 0,010
4a6 1,29 0,130 0,77 0,110
7e+ 1,00 1,00
Apgar 1° min <0,001 0,326
0a3 9,69 <0,001 1,72 0,200
4a7 3,35 <0,001 1,24 0,260
8a10 1,00 1,00
Apgar 5° min <0,001 0,032
0a3 6,37 <0,001 21,50 0,010
4a7 4,11 <0,001 1,22 0,580
8a10 1,00 1,00
Pro
xim
al
Peso ao nascer
<2500 4,83 <0,001 2,80 <0,001
2500e+ 1,00 1,00
Duração da gestação
<37 3,91 <0,001 2,40 <0,001
37+ 1,00 1,00
Raça/Cor
Branca 1,00
Parda, Preta 1,71 <0,001
Paridade (Filhos nascidos mortos) 0,055
0 1,00
1 2,27 0,019
2+ 0,90 0,720
Malformação congênita
Sim 13,94 <0,001 16,61 <0,001
Não 1,00 1,00
132
7.4 Contribuição do Linkage de Bancos de Dados
Dos 1.685 óbitos de menores de um ano nas cinco cidades estudadas, após a realização
do linkage dos bancos de dados do SIM e do Sinasc, foi possível relacionar 1.516 (90,0%)
declarações de óbito (DO) à sua respectiva declaração de nascido vivo (DNV). Apenas 169
(10,0%) não foram pareadas.
Porto Alegre foi a cidade onde se obteve o maior percentual de óbitos pareados, com
236 (96,7%) dos 244 óbitos infantis registrados em 2005. .Percentual acima de 90% também
foi encontrado nas cidades de Guarulhos e Recife. Em Guarulhos foi possível relacionar 304
(96,2%) do total de 316 óbitos. Enquanto em Recife, foram obtidos 368 pares correspondendo
a 95,6% dos 385 óbitos de menores de um ano.
Belém e Goiânia foram as cidades onde se obteve a menor proporção de registros
pareados após o linkage. Em Belém foram pareadas 385 (81,6%) do total de 472 declarações
de óbito, com uma perda de 87 registros. Em Goiânia foram obtidos 223 pares (83,2%) das
268 mortes em menores de um ano registradas, não sendo possível identificar a DNV de 45
registros.
A figura abaixo mostra a distribuição do percentual de pares e não pares obtidos por
meio do linkage entre o SIM e o Sinasc em cada cidade estudada.
Figura 14: Percentual de pares e não pares obtidos através do linkage entre o SIM e o Sinasc, segundo cidade do estudo. 2005
133
Em relação ao tipo de linkage realizado, do total dos óbitos pareados nas cinco cidades
(1.516), 1.130 (74,5%) foram relacionados por meio do linkage determinístico, no qual foi
identificada uma relação unívoca entre os registros do SIM e do Sinasc, por meio do número
da DNV comum aos dois bancos de dados. Esse elevado percentual evidencia a qualidade das
informações das referidas bases de dados.
Ainda em relação ao total das cinco cidades, 386 (25,5%) declarações de óbito foram
pareadas com sua respectiva DNV por meio do linkage probabilístico.
Em geral, pôde-se verificar um maior predomínio do número de registros pareados por
meio do linkage determinístico, com uma proporção de até 99,6% em Porto Alegre e 97,0%
em Recife, chegando a 85,2% em Belém e 71,3% em Goiânia. Guarulhos foi, entre as cidades
estudadas, a que apresentou menor percentual de pares obtidos por meio do linkage
determinístico, apenas 16,8%, 51 óbitos do total de 304 registros pareados.
Portanto, foi também em Guarulhos onde houve a maior contribuição do linkage
probabilístico, 83,2% correspondendo a 253 registros do total de 304 pares. Observou-se
também uma importante contribuição do linkage probabilístico nas cidades de Goiânia (n=64;
28,7%) e em Belém (n=57; 14,8%).
A figura abaixo mostra a distribuição do percentual dos pares em cada tipo de linkage
entre o SIM e o Sinasc nas cinco cidades estudadas.
Figura 15: Percentual de pares obtidos em cada tipo de linkage entre o SIM e o Sinasc, segundo cidade do estudo. 2005
134
Quanto ao componente do óbito, foi realizada uma comparação entre os óbitos
pareados e não pareados segundo faixa etária. Considerando que nas cinco cidades estudadas,
há um maior número de óbitos no período neonatal, essa distribuição se manteve nos registros
pareados (tabela 55).
Entretanto, entre os registros onde não foi possível o relacionamento entre a DO e a
respectiva DNV, verifica-se diferenças entre as cidades. Em Recife e Guarulhos, a maior
proporção de registros não pareados se referiam a óbitos do período pós-neonatal. Enquanto
que nas cidades de Belém e Goiânia, observa-se um predomínio do componente neonatal
tanto entre os pares como entre os não pares (Tabela 55).
Esse predomínio do componente neonatal entre os registros não pareados nas cidades
de Belém e Goiânia, torna questionável a qualidade dos dados e da vigilância do óbito infantil
nessas cidades, uma vez que se espera que quanto mais próximos os eventos nascimento e
óbito, mais oportuna é a investigação da morte infantil e conseqüentemente, com melhor
qualidade da informação.
Tabela 55: Número absoluto e percentual dos óbitos infantis registrados no SIM pareados e não pareados com o Sinasc segundo componente do óbito e cidade estudada. 2005
Cidade Componente Par Não Par Total
n % n % n %
Belém Neonatal 284 73,7 49 56,3 333 70,5 Pós Neonatal 101 26,2 38 43,7 139 29,4 Total 385 100 87 100 472 100
Recife Neonatal 267 72,6 4 23,5 271 70,4 Pós Neonatal 101 27,4 13 76,5 114 29,6 Total 368 100 17 100 385 100
Guarulhos Neonatal 182 59,8 5 41,6 187 59,2 Pós Neonatal 122 40,1 7 58,3 129 40,8 Total 304 100 12 100 316 100
Porto Alegre Neonatal 133 56,3 4 50 137 56,2 Pós Neonatal 103 43,6 4 50 107 43,9 Total 236 100 8 100 244 100
Goiânia Neonatal 165 74 34 75,6 199 74,2 Pós Neonatal 58 26 11 24,4 69 25,7 Total 223 100 45 100 268 100
Total Neonatal 1031 68 96 56,9 1127 66,9 Pós Neonatal 485 32 73 43,2 558 33,1 Total 1516 100 169 100 1685 100
135
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136
8 DISCUSSÃO
8.1 Sobre os resultados
Constata-se uma importante redução da mortalidade infantil nas cidades estudadas,
influenciada principalmente pela queda nas taxas do componente pós-neonatal, devido,
sobretudo, a redução das mortes por doenças infecciosas intestinais e infecções respiratórias
agudas. Entretanto, persistem as disparidades regionais, tanto na distribuição dos coeficientes
de mortalidade, como no ritmo de redução das taxas. Resultados semelhantes foram
encontrados em estudos realizados no país (BRASIL, 2006; COSTA, 2003; DUARTE et al.;
2002; IBGE, 1999; SIMÕES; MONTEIRO, 1995; SOUZA; LEITE FILHO, 2008;
SZWARCWALD et al. 1997;).
Entre as cinco cidades estudadas, Belém foi a que apresentou o maior coeficiente de
mortalidade infantil em 2005, com CMI de 20,0 por mil nascidos vivos, com uma SMR de
1,18 quando comparada à taxa de mortalidade infantil do Brasil. Recife foi a cidade com a
segunda maior taxa de mortalidade em menores de um ano, entre as cidades analisadas, com
CMI de 16,6/1.000 nascidos vivos. Enquanto que Porto Alegre apresentou o menor
coeficiente com 12,9 óbitos de menores de um ano a cada mil nascidos vivos, e uma SMR de
0,76 quando comparada à taxa nacional.
Esses dados confirmam a persistência das desigualdades regionais na mortalidade
infantil e conseqüentemente, expressam diferentes riscos de ocorrência de morte em menores
de um ano de acordo com a região do país. Observando-se uma concentração das maiores
taxas nas cidades das regiões Norte e Nordeste, enquanto que o centro-sul do país apresenta
os menores coeficientes. Tais achados corroboram com o apresentado na literatura nacional
em relação às desigualdades na distribuição da mortalidade infantil no Brasil (BRASIL, 2006;
DUARTE et al.; 2002; IBGE, 1999; FUNDAÇÃO OSWALDO CRUZ, 2008; SIMÕES;
MONTEIRO, 1995; SOUZA; LEITE FILHO, 2008; SZWARCWALD et al., 1997).
De acordo com Simões (2002), embora tenha apresentado melhoras em seus
indicadores sociais, o Brasil ostenta grandes disparidades regionais, principalmente no que se
refere à Região Nordeste. As disparidades incluem as desigualdades raciais, pois crianças
negras e índias são mais vulneráveis à mortalidade infantil, assim como as crianças residentes
137
em favelas. Isso pode ficar oculto nas grandes cidades, especialmente nas regiões mais
desenvolvidas, como as cidades das Regiões Sul e Sudeste, onde a taxa media mascara as
desigualdades existentes, entretanto nas regiões Norte e Nordeste as desigualdades tornam-se
mais evidentes.
Segundo o Ministério da Saúde (2006), a região Nordeste concentra 28,1% da
população brasileira e sua participação no produto interno bruto é de apenas 13,1%; a
expectativa de vida ao nascer é de 65,1 anos, abaixo da média brasileira (68,6). A taxa de
mortalidade infantil de 47,3 é ainda mais díspar, cerca de 50% maior que a média nacional em
2000 (BRASIL, 2006).
Segundo Szwarcwald et al (1997), os estados das regiões Nordeste e Norte são
classificados como aqueles com piores situações de mortalidade infantil, com padrões
semelhantes a países como a Índia.
Em relação aos componentes da mortalidade infantil, nas cinco cidades estudadas
observou-se um predomínio do componente neonatal, especialmente no período neonatal
precoce. As cidades de Belém e Guarulhos apresentaram taxas maiores do que a nacional,
com CM de 6,0 em Guarulhos e de 5,9/1.000 nascidos vivos em Belém, com SMR de 1,1 para
ambas. Enquanto que as cidades de Goiânia e Recife apresentaram as taxas mais no período
pós-neonatal, CM de 3,5 e 4,9 por mil nascidos vivos, respectivamente.
Esses achados estão de acordo com o conhecimento acumulado na literatura científica.
Segundo o Ministério da Saúde, apesar da queda importante na última década, decorrente da
redução da mortalidade pós-neonatal (28 dias a 1 ano de vida) os índices são ainda elevados,
há uma estagnação da mortalidade neonatal no país (0 a 27 dias de vida) – principal
componente da mortalidade infantil desde a década de 90 – e uma concentração nas regiões e
populações mais pobres, refletindo as desigualdades sociais. Esta situação é agravada quando
se reconhece que em sua maioria estas mortes podem ser consideradas evitáveis, determinadas
pelo acesso em tempo oportuno a serviços de saúde resolutivos e qualificados (BRASIL,
2004).
Ainda em relação ao componente pós-neonatal, Shimakura et al (2001) afirmam que
maiores proporções de mortalidade no período pós-neonatal, relacionadas a causas como
doenças respiratórias e diarréias – evitáveis por medidas simples –, ocorrem em situações de
grande carência social e precário acesso a serviços de saúde.
138
Quanto à causa básica dos óbitos infantis, as afecções originadas no período perinatal
configuram-se na primeira causa de morte, seguida das malformações congênitas.
Estudo realizado por Silveira et al (2008) relatam que em1996, as causas perinatais
eram responsáveis por 49,7% dos óbitos infantis no Brasil, tendo aumentado para 53,6% e
55,4% nos anos de 2000 e 2003, respectivamente. Entre as causas perinatais de mortalidade
infantil, 61,4% estão associadas com a prematuridade, como síndrome de sofrimento
respiratório, hipóxia e outros problemas respiratórios. Isso confere à prematuridade um
importante papel nos óbitos infantis e, portanto, torna seu controle e manejo adequado a
intervenções potencialmente efetivas para a redução desta mortalidade.
A despeito dos avanços conseguidos, existe ainda um grande espaço para a redução da
mortalidade infantil no Brasil. Sendo urgente a adoção de medidas que podem determinar
grande impacto sobre as causas perinatais, o agrupamento mais importante, implementadas na
esfera da atenção básica à saúde, sobretudo no atendimento pré-natal e na assistência ao parto
(ANDRADE; SZWARCWALD, 2007).
De acordo com os achados do presente estudo, a mortalidade proporcional por doenças
infecciosas e parasitárias, doenças do aparelho respiratório e doenças nutricionais, vem
apresentando importante redução no país e nas cinco cidades estudadas, entre os anos de 1996
e 2005, representando juntas, entre 13% a 20% das causas básicas do total de mortes em
menores de um ano. Entretanto, para os óbitos ocorridos no período pós-neonatal, essas são as
principais causas de morte, chegando a concentrar quase 50% do total dos óbitos neste
componente. Tais dados tornam-se relevantes ao considerar que entre esses grupos de causas
estão as doenças diarréicas, pneumonias e a desnutrição. Merecendo destaque, especialmente,
dada a evitabilidade dessas doenças.
Resultados semelhantes foram encontrados por França et al (2001), que ao estudar a
associação entre fatores sócio-econômicos e mortalidade infantil na cidade de Belo Horizonte-
MG, verificou que as altas taxas de mortalidade no período pós-neonatal decorrem do peso
relativo dos óbitos por diarréias, pneumonias e desnutrição, responsáveis pela maior parte das
mortes infantis tardias.
Estudo realizado por Alves et al (2008) que investigou as principais causas de óbitos
infantis pós-neonatais em Belo Horizonte entre de 1996 a 2004, revelam que apesar do
decréscimo, o grupamento diarréia-pneumonia-desnutrição-septicemia ainda foi responsável
por cerca de um quarto dos óbitos em 2002-2004. As malformações congênitas passaram a
139
representar a principal causa de morte pós-neonatal no último triênio e, juntamente com as
afecções perinatais, representaram 34% dos óbitos.
Ressalta-se ainda a redução da mortalidade proporcional por causas mal definidas,
com uma redução de 58,3%, passando de 12,8% em 1996 para 5,3% em 2005. Revelando a
melhoria na atenção à saúde materno-infantil e à qualidade dos sistemas de informações.
Segundo o Ministério da Saúde (2004), as causas perinatais, a pneumonia e a diarréia
associadas à desnutrição são as principais causas de morte no primeiro ano de vida e merecem
atenção de destaque. Portanto, o nascimento saudável, a promoção do crescimento,
desenvolvimento e alimentação saudáveis, com enfoque prioritário para a vigilância à saúde
das crianças de maior risco e o cuidado às doenças prevalentes, são ações que não podem
deixar de ser realizadas em toda a sua plenitude.
Portanto, os achados do presente estudo e as informações encontradas em vários
estudos científicos publicados, a exemplo dos acima citados, revelam marcantes
desigualdades no perfil da mortalidade infantil, seja na distribuição das taxas, no
comportamento da tendência histórica, nos componentes do óbito ou nas causas associadas.
Ressalta-se, portanto, que tais diferenças estão fortemente associadas às condições
socioeconômicas e de acesso aos serviços de saúde, constituindo-se em um indicador de
iniqüidade.
Para Castellanos (1997) iniqüidade pode ser entendida como desigualdade redutível na
situação de saúde, vinculada a condições heterogêneas de vida. Encontra como explicação de
seu surgimento e perpetuação, o papel desempenhado pelo nível socioeconômico (mensurado
pela educação, ocupação e/ou renda); pela discriminação social (baseada em gênero ou
raça/etnia); pelas condições de vida e pela distribuição de renda.
Além destes fatores, a qualidade dos serviços de atenção à saúde materno-infantil
produz forte influência na mortalidade infantil, considerada como ocorrência “evitável” por
serviços de saúde eficazes, constituindo-se em um “evento sentinela” da qualidade da atenção
à saúde. Assim, a desigualdade do risco de ocorrência dos problemas de saúde é também uma
medida da evitabilidade dos eventos e, conseqüentemente, da qualidade dos sistemas de saúde
(HARTZ, et al. 1996).
Nesse sentido, para a compreensão das relações entre saúde e condições
socioeconômicas e ambientais, o coeficiente de mortalidade infantil apresenta-se como um
indicador relevante. Uma vez que, no primeiro ano de vida, a mortalidade é fortemente
140
influenciada por determinantes socioeconômicos, institucionais e ambientais que prevalecem
sobre os fatores exclusivamente biológicos.
Considerando, a relevância de se conhecer os determinantes da mortalidade infantil e
seus diferenciais, utilizou-se o critério de selecionar uma cidade de semelhante porte
populacional de cada uma das cinco macrorregiões, na busca apreender as disparidades
regionais existentes no país.
Dentre os fatores de risco analisados, a escolaridade da mãe é tida como um marcador
da condição socioeconômica da mãe e de sua família, relacionando-se nesse contexto com o
perfil cultural e comportamental, ligados aos cuidados de saúde, agindo como importante
determinante das mortes infantis (BARROS, 2000; MORAIS NETO; SILVA et al., 2006).
No presente estudo, o nível de escolaridade da mãe apresentou associação
estatisticamente significante na análise univariada nas cinco cidades estudadas e nos
componentes neonatal e pós-neonatal. Verificando-se uma maior probabilidade de mortes em
menores de um ano entre as crianças nascidas de mães com baixa instrução (até quatro anos
de estudo). Porém, análise multivariada hierarquizada, essa variável perdeu a significância
para a maioria das cidades, permanecendo no modelo final como fator de risco, apenas nas
cidades de Belém e Porto Alegre, e no componente pós-neonatal.
Em Belém, as mães com até quatro anos de estudo representaram um risco de
aproximadamente duas vezes maior para o óbito infantil. Em Porto Alegre e no componente
pós-neonatal, a associação entre a baixa instrução da mãe e o óbito infantil foi ainda maior,
resultando numa odds ratio ajustada de 2,14 e 2,34, respectivamente.
Os achados desse estudo, em relação à cidade de Porto Alegre, corroboram com o
trabalho de Jobim e Aerts (2008) que investigaram os fatores associados à mortalidade infantil
evitável em Porto Alegre no triênio de 2000 a 2003, onde destacam que entre o grupo de
casos houve um maior número de mães com até três anos de escolaridade.
Resultados semelhantes foram encontrados por Silva et al (2006), analisando os
fatores de risco associados à mortalidade infantil numa coorte de nascidos vivos em
Maracanaú, Ceará. Ao constatarem uma tendência de diminuição dos valores do risco relativo
não ajustado à medida que o grau de escolaridade materna (em anos de estudo) aumentava,
apesar da não ocorrência de associação estatisticamente significante na análise multivariada
(permaneceu no modelo final como variável de controle) e percebeu-se que o coeficiente de
141
mortalidade infantil foi maior entre nascimentos de mãe com nenhuma escolaridade em
relação às demais categorias.
Em relação aos componentes do óbito, semelhantemente ao encontrado no presente
trabalho, cuja associação entre o nível de escolaridade materna e a mortalidade neonatal não
foi significante, Martins e Velásquez-Meléndez (2004) no estudo do município de Montes
Claros – MG, descreve redução do coeficiente das mortes neonatais em relação ao aumento da
escolaridade materna, porém sem associação estatisticamente significante. A coorte de
nascimentos analisada no município de Santo André – SP também não verificou tendência de
diminuição da probabilidade de morte com o aumento do grau de instrução da mãe
(BOHLAND; MELLO JORGE, 1999). O estudo de caso-controle desenvolvido por Aquino et
al (2007) em Recife – PE, não encontrou associação das mortes neonatais e grau de instrução
da mãe. Entretanto, mesmo que a baixa escolaridade não interfira diretamente na mortalidade
neonatal, ela geralmente se relaciona a baixo nível socioeconômico, situação adversa à saúde
infantil e materna (ARAUJO, et al., 2000).
Quanto ao componente pós-neonatal, estudo realizado em Goiânia por Morais Neto e
Barros (2000), encontrou associação estatística significante entre mortes no período pós-
neonatal e mães sem instrução. Segundo os autores, nascidos vivos de mães sem instrução
apresentaram risco de morte 6,3 vezes superior ao dos nascidos de mãe com nível superior.
Estudo realizado por França et al (2001) constatou que a variável escolaridade da mãe
manteve-se significativa, mesmo após inclusão no modelo das variáveis renda, escolaridade
do chefe da família e existência de bens de consumo duráveis na moradia.
Shimakura et al (2001) evidenciam o efeito da escolaridade materna na mortalidade
infantil na cidade de Porto Alegre. Afirmam ainda que, as chances de sobrevivência das
crianças são em grande parte determinadas por sua inserção social, ao passo que a baixa
escolaridade da mãe, neste estudo, representou, para a criança, um excesso de risco para a
mortalidade no período pós-neonatal.
O tipo de ocupação da mãe não se mostrou associado à ocorrência do óbito infantil em
nenhuma das cidades analisadas, nem tampouco nos componentes. Na análise univariada,
ainda foi possível observar uma associação entre as mães sem ocupação (desempregadas,
estudantes e donas de casa) e o óbito infantil, na cidade de Belém (OR bruta=1,37) e no
componente pós-neonatal (OR bruta=1,55), porém na análise multivariada essa variável perde
a significância.
142
Dentre as publicações analisadas, resultados diferentes foram encontrados apenas por
França et al (2001) e Nascimento et al (2008). França et al (2001), ao analisar a associação
entre fatores socioeconômicos e a mortalidade por diarréia, pneumonia e desnutrição em Belo
Horizonte, onde as famílias pesquisadas, 21% dos casos e 14% dos controles informaram que
a mãe trabalhava fora. As ocupações relatadas eram de baixa remuneração: empregada
doméstica (36% das mães), faxineira (18%), passadeira (8%), cozinheira/doceira/balconista
de bar (4%). Interessante observar que o número de mães que utilizavam creches foi muito
pequeno (6%). A maioria informou deixar as crianças por conta de parentes adultos (59% dos
casos) ou mesmo com outras crianças, quando saía para trabalhar. O risco de morte infantil
associado ao trabalho da mãe fora de casa talvez esteja ligado às maiores dificuldades de
cuidado destas crianças, inclusive com suspensão mais precoce do aleitamento materno.
Nascimento et al (2008), no estudo realizado em Salvador-BA, constatou associação
de óbito infantil com ocupação materna. Segundo os autores, no caso das mães empregadas
domésticas, a jornada de trabalho pode estar contribuindo para que essas mulheres recebam
uma inadequada atenção pré-natal, pelo menos no que diz respeito ao número de consultas,
aspecto abordado por este trabalho. Ocupação materna apresentou uma associação mais forte
com a mortalidade infantil que a do peso ao nascer, fazendo supor que a pouca
disponibilidade de tempo em casa também influencia na qualidade dos cuidados maternos
para essas crianças.
Em relação ao estado civil da mãe, as mães solteiras, viúvas ou separadas
judicialmente, apresentaram associação estatisticamente significante, com maior razão de
exposição entre o grupo de casos, na análise univariada nas cinco cidades estudadas e nos
componentes neonatal e pós-neonatal. Permanecendo no modelo multivariado final, em
ambos os componentes e na maioria das cidades, exceto em Belém e em Goiânia.
O estado civil da mãe esteve mais fortemente associado à mortalidade infantil na
cidade de Recife, onde as mães solteiras, viúvas ou separadas apresentaram maior chance de
exposição entre o grupo de casos com odds ratio ajustada de 1,95 e no componente pós-
neonatal (OR ajustada=1,85).
Esses achados corroboram com alguns estudos disponíveis na literatura científica
(FRANÇA at al, 2001; JOBIN; AERTS, 2008). No estudo de França et al (2001) as crianças
nascidas de mães casadas tiveram maiores chances de sobrevivência do que as de famílias
com mães em união consensual ou sozinhas. Para Jobim e Aerts (2008), a ausência de
143
companheiro pode indicar uma maior vulnerabilidade social, uma lacuna no suporte
emocional e econômico para a família.
A natureza do hospital de nascimento da criança constituiu-se num importante fator de
risco para a mortalidade infantil em todas as análises realizadas, tanto para as cidades
estudadas como entre os componentes. Merecendo destaque, uma vez que essa variável além
de permitir uma aproximação com as condições socioeconômicas reflete algumas questões
macro-estruturais da atenção materno-infantil.
Em geral, os nascimentos ocorridos em estabelecimentos públicos e os privados
filantrópicos e conveniados ao SUS constituíram maior risco para a mortalidade infantil, dado
o modelo final obtido mediante a analise multivariada. Em Belém e em Goiânia, os
nascimentos ocorridos nos estabelecimentos públicos representaram uma razão de chances
1,20 vezes maior no grupo de casos. Em Guarulhos, nesse mesmo estrato, o valor da odds
ratio ajustada ainda foi maior, 2,30. Entre os componentes da mortalidade infantil, os
estabelecimentos públicos permanecem com maior chance de exposição entre os casos.
Destaca-se, porém os resultados das cidades de Recife e Porto Alegre. Para ambas, os
estabelecimentos de nascimento da criança privados filantrópicos e conveniados ao SUS,
representaram maior risco para a ocorrência dos óbitos de menores de um ano, com odds ratio
ajustada de 1,30 em Recife e 1,80 em Porto Alegre.
Deve-se pôr em destaque a representação da ocorrência dos nascimentos em
estabelecimentos públicos como risco para o óbito infantil, e embora essa associação pareça
estar influenciada por questões socioeconômicas, as condições de acesso e qualidade da
atenção materno-infantil devem ser consideradas. Ressalta-se também que, nas cidades onde
os estabelecimentos privados filantrópicos e conveniados ao SUS estiveram mais fortemente
associados à mortalidade infantil, além dos aspectos acima citados, alguns questionamentos
parecem pertinentes, como a possibilidade de discriminação e diferenças na assistência
prestadas aos usuários do SUS em instituições privadas, a carência de critérios adotados para
contratação da rede complementar e a deficiência de mecanismos de avaliação da qualidade
dos serviços.
Os achados dessa pesquisa vão ao encontro dos resultados do estudo de Nascimento et
al (2008) onde demonstra a associação entre parto em hospitalais públicos e óbitos de
menores de um ano, sugerindo a existência de deficiências na assistência a recém-nascidos de
144
risco na população usuária dessas unidades de saúde, evidenciando uma maior
vulnerabilidade da população mais pobre.
Um estudo realizado em Goiânia,constatou que o risco de morte durante o período
neonatal foi de 2,3 superior entre os nascimentos ocorridos em hospitais público-estatal em
relação aos nascidos vivos em hospitais privados e de 2,7 maior durante o período pós-
neonatal (MORAIS NETO; BARROS, 2000).
Os resultados indicam a baixa qualidade da assistência médica como um importante
fator de risco para o óbito infantil pós-neonatal por causas evitáveis. Destacando a falta de
integralidade entre as atividades ambulatoriais e hospitalares como importante determinante
da baixa qualidade. Sem desconsiderar o papel preponderante das variáveis socioeconômicas,
salienta-se a necessidade de uma ampla discussão sobre o desempenho dos serviços de saúde
e mortalidade infantil evitável (CALDEIRA et al. 2001).
Para Silva et al (2006) os achados remetem a discussão sobre o efeito protetor de
nascimentos em hospitais privados, cuja população parece dispor de melhores condições
socioeconômicas e, sendo assim, detendo outras características relevantes para a
sobrevivência infantil.
Os autores recomendam ainda, a vigilância por parte dos serviços de saúde aos recém-
nascidos de baixo peso, prematuros e com escore de Apgar igual ou inferior a sete, no sentido
de ofertar assistência adequada e tecnologicamente avançada para cada um dos níveis de
complexidade do sistema local de saúde, bem como a garantia de assistência pré-natal de
qualidade adequadamente conduzida e a organização da assistência em sistemas
hierarquizados e regionalizados de forma a garantir acessibilidade à gestante, a fim de
detectar precocemente eventuais doenças maternas e fetais, melhorando assim a possibilidade
de sobrevivência do recém-nascido e reduzindo a prevalência de retardo do crescimento intra-
uterino, a prematuridade e a ocorrência de baixo peso ao nascer (SILVA et al. 2006).
Em relação a variável porte do estabelecimento de nascimento, não houve associação
estatisticamente significativa em nenhuma das cidades estudadas, nem na análise por
componente. Porém, cabe esclarecer que essa variável não traduz o porte do hospital segundo
critérios como número de leitos, especialidades, complexidade. Trata de uma classificação
criada durante a realização do estudo levando-se em consideração o volume de nascimentos
ocorridos em cada estabelecimento, segundo município de residência da mãe. Essa
categorização foi utilizada para seleção da amostra do grupo de controles, com uma proporção
145
de 3 controles para 1 caso em cada estrato de porte, apresentando, portanto uma proporção
semelhante entre os óbitos e a amostra dos sobreviventes. Desta forma, os valores da odds
ratio sempre próximos da unidade em cada estrato, demonstram que os casos e os controles
são semelhantes em relação ao porte.
A atenção à saúde da mãe e da criança tem sido apontada como fator de grande
relevância para a redução da mortalidade infantil. As variáveis reprodutivas maternas e as
relacionadas às condições de nascimento da criança permitem a avaliação da qualidade dessa
atenção (BRASIL, 2004; JOBIN; AERTS, 2008).
No presente estudo os partos hospitalares representaram quase a totalidade dos partos,
tanto para o grupo de casos como para o grupo de controles, não apresentando associação no
modelo final de determinação da mortalidade infantil em nenhuma das análises realizadas.
Conclusão semelhante apresentou o estudo de Jobin e Aerts (2008), que não encontrou
associação entre o local de nascimento e os óbitos evitáveis em Porto Alegre, possivelmente
pelo pequeno número de nascimentos ocorridos fora do ambiente hospitalar.
Silva et al (2006) verificam que em Maracanaú-CE, o local de nascimento constitui
um fator de risco para as mortes infantis. Esse estudo mostrou que os partos realizados em
domicílio apresentaram maior chance de resultar em óbito infantil (RR não ajustado = 5,92;
IC95% 1,53–22,94) em relação aos partos ocorridos em hospitais, sugerindo que o
atendimento pediátrico na sala de parto nos primeiros minutos de vida do recém-nascido
parece ser vital para a diminuição da morbimortalidade, principalmente entre os neonatos,
porém a associação não foi sustentada no modelo final da análise multivariada.
Os partos vaginais apresentaram uma maior associação com a mortalidade infantil na
análise univariada nas cidades de Belém e Recife e em ambos os componentes da mortalidade
infantil. Porém perdeu a significância na análise multivariada não estando presente em
nenhum dos modelos finais dos fatores de risco associados às mortes em menores de um ano.
Resultados semelhantes foram encontrados por Silva et al (2006) no município de
Maracanaú-CE, onde o parto vaginal não esteve relacionado com a mortalidade infantil. Não
houve associação entre tipo de parto e mortes neonatais no estudo de uma coorte em Montes
Claros e em Recife (AQUINO et al., 2007; MARTINS; VELÁSQUEZ-MELÉNDEZ,1999).
Entretanto diferem dos resultados do estudo de Morais Neto e Barros (2000) em
Goiânia-GO, que verificaram um efeito protetor do parto cesáreo concentrando-se nas
crianças com baixo peso ao nascer e nos nascidos vivos em hospitais privados, cuja clientela,
146
com melhores condições socioeconômicas, detém outras características favoráveis à
sobrevivência no período neonatal (MORAIS NETO; BARROS, 2000). De encontro aos
resulados desse estudo, vão os achados de Jobin e Aerts (2008) onde o parto cesáreo
apresentou associação significativa com os óbitos evitáveis.
Ribeiro et al (2009) no estudo relativo aos nascidos vivos com baixo peso em Recife,
concluiu que o parto vaginal constituiu um fator de risco para a mortalidade neonatal, mesmo
quando ajustado por outros fatores de exposição, como o tipo de hospital, a idade gestacional
e a faixa de peso ao nascer. Sugerindo a realização de outros tipos de estudo relacionados à
avaliação dos serviços de saúde para elucidação desses resultados referentes à via de parto de
modo mais apropriado.
A freqüência às consultas de pré-natal tem sido demonstrada por alguns estudos como
uma das variáveis mais importantes relacionadas à gestação e ao parto na prevenção da
morbidade e mortalidade infantil e de seus componentes (ARAUJO et al., 2000; HARTZ et
al., 1996; SILVA et al., 2006; VICTORA, 2001). O companhamento rigoroso durante o pré-
natal permite a identificação e intervenção precoces no sentido de minimizar danos à saúde
materno-infantil. Sendo assim, a garantia de assistência pré-natal de qualidade adequadamente
conduzido e a organização da assistência em sistemas hierarquizados e regionalizados de
forma a garantir acessibilidade à gestante, pode detectar doenças maternas e fetais,
melhorando assim a possibilidade de sobrevivência do recém-nascido e reduzindo a
prevalência de retardo do crescimento intrauterino, a prematuridade e a ocorrência de baixo
peso ao nascer (ARAUJO et al., 2000; HARTZ et al., 1996; VICTORA, 2001).
Nesse estudo, o baixo número de consultas de pré-natal (0 a 3 consultas) esteve
associado à mortalidade infantil em todas as análises realizadas, configurando-se como fator
de risco no modelo multivariado final tanto para as cidades estudadas como para os dois
componentes (neonatal e pós-neonatal).
Destacam-se as cidades de Goiânia e Porto Alegre, onde as mães com até três
consultas de pré-natal representaram um risco quase três vezes maior entre o grupo de casos.
Para os componentes do óbito infantil, percebeu-se uma maior associação no período
neonatal, com odds ratio ajustada de 1,77 para as mães com baixo número de consultas de
pré-natal entre o grupo de casos, enquanto que no período pós-neonatal essa razão de chances
foi de 1,72.
147
Essas constatações corroboram com a literatura científica (KILSZTAJN et al., 2000;
MARTINS; VELÁSQUEZ-MELÉNDEZ, 1999; NASCIMENTO et al., 2008; RIBEIRO et
al., 2004; SILVA et al., 2006;). Nascimento et al (2001) considera que como prematuridade e
retardo de crescimento intrauterino, condições que favorecem o baixo peso ao nascer, são
passíveis de identificação e, em boa parcela dos casos, também de prevenção durante o pré-
natal, sua associação com óbitos de menores de um ano, pode estar indicando a existência de
problemas na qualidade dessa assistência. Esta hipótese também se encontra fortalecida pelo
encontro de associação com número inadequado de consultas de pré-natal, fato que,
igualmente, aponta para possíveis problemas de acesso a esse tipo de atenção.
O índice de apgar no 1º e no 5º minuto é utilizado na mensuração da vitalidade do
nascido vivo. Os achados do estudo demonstram que os mais baixos escores (0 a 3) desse
índice, tanto no 1º como no 5º minuto, constituíram-se como fator de risco no modelo final de
determinação da mortalidade infantil nas cinco cidades estudadas e na análise por
componente.
Segundo Kilsztajn et al (2007) o índice de Apgar é um importante indicador de risco
para a morbimortalidade perinatal. Estudo realizado para o Município de São Paulo em 1998
considerou que o baixo índice de Apgar é um bom indicador de morbidade e está associado à
mortalidade neonatal (MACHADO; HILL, 2005). Outro estudo, desenvolvido para comparar
condições sócio-econômicas e características neonatais no Rio de Janeiro em 1994, também
concluiu que o índice de Apgar é um importante indicador de risco (D’ORSI et al. 2005).
Em Montes Claros-MG o escore de Apgar inferior a sete no primeiro e quinto minutos
de vida constituíram-se em fatores de risco independentes para o óbito no período neonatal.
Quanto menor o escore de Apgar no primeiro e quinto minutos de vida, menores foram as
chances de sobrevivência (MARTINS;VELÁSQUEZ-MELÉNDEZ,1999). Resultados
semelhantes foram encontrados em Maracanaú-CE e em Recife-PE (AQUINO et al., 2007;
SILVA et al., 2006).
A faixa etária da mãe apresentou associação estatisticamente significante na análise
univariada em quatro cidades estudadas, e nos componentes neonatal e pós-neonatal, à
exceção apenas de Recife, caracterizando um maior risco para as mães nos dois extremos dos
intervalos etários, 10 a 19 e mais de 35 anos. Entretanto, análise multivariada, essa variável
perdeu a significância para todas as cidades e para os dois componentes da mortalidade
infantil.
148
Embora a idade da mãe não tenha permanecido no modelo final dos fatores de risco
para a mortalidade infantil, os achados da análise univariada por componente demonstram que
as mães com mais de 35 anos apresentaram maior razão de exposição entre o grupo de casos
com odds ratio bruta de 1,45 no componente neonatal, enquanto que no componente pós-
neonatal as mães adolescentes (10 a 19 anos) constituíram uma chance de exposição de 1,58
vezes maior entre o grupo de casos, refletindo possíveis associações com o nível
socioeconômico das mães.
A existência de maior probabilidade de morte infantil (neonatal e pós-neonatal) entre
os nascidos vivos de mães com idades consideradas extremas, ou seja, com idade inferior a 20
anos e naquelas de 35 anos e mais é sugerida por alguns autores (ALMEIDA et al. 2002).
No estudo de Silva et al (2006) o resultado da análise univariada obtida revelou
associação estatisticamente significativa entre nascidos vivos de mães com 35 anos e mais e a
ocorrência de óbito infantil, porém esse resultado foi esvaziado na análise multivariada.
Resultado semelhante ao encontrado em Montes Claros-MG, onde As idades maternas
consideradas como extremas para a reprodução, menos de 20 e mais de 34 anos, não se
constituíram em fatores de risco para a mortalidade nas primeiras semanas de vida
(MARTINS; VELÁSQUEZ-MELÉNDEZ,1999).
Em Porto Alegre-RS mães adolescentes e desfechos desfavoráveis, tais como
prematuridade, baixo peso ao nascer e maior proporção de parto cesárea parecem estar
associados. Entre as mães das crianças investigadas, 24,1% tinham menos de 20 anos de
idade, porém não foi encontrada associação estatisticamente significativa com o desfecho
(JOBIN; AERTS, 2008). Ribeiro et al (2009) relatam que a idade materna <18 anos
(RR=2,62) foi fator de risco para a mortalidade infantil.
No entanto, raramente encontra-se essa característica isolada. Sabe-se que muitas
dessas mães iniciaram sua vida reprodutiva precocemente, quando ainda eram adolescentes,
estando despreparadas para a difícil tarefa da maternagem, tendo que abandonar os estudos ou
o trabalho. Tiveram também muitos filhos, com pequeno intervalo interpartal, o que dificulta,
ainda mais, a qualidade da atenção dedicada às crianças. Certamente, a ação conjunta desses
fatores também influencia as chances de sobrevivência dessas crianças (SHIMAKURA et al.,
2001).
Quanto ao tipo de gravidez, na análise univariada foi possível observar entre as mães
com gravidez múltipla uma maior razão de exposição entre o grupo de casos do que entre os
149
controles para todas as cidades estudadas e para os ambos os componentes (neonatal e pós-
neonatal). Porém na interação com outras variáveis ajustadas no modelo multivariado por
meio da regressão logística, o tipo de gravidez perde a significância estatística em quase todas
as cidades e nos dois componentes estudados, permanecendo no modelo multivariado final
apenas da cidade de Porto Alegre. Nessa cidade constatou-se que entre as mães com gravidez
múltipla houve uma razão de exposição cerca de 10 vezes maior chance entre os casos.
Resultados semelhantes foram encontrados por Martins e Velásquez-Meléndez (1999)
em Montes Claros-MG, onde a associação entre gravidez múltipla e mortalidade neonatal foi
esvaziada na análise multivariada, provavelmente em virtude do fato de a idade gestacional e
o baixo peso ao nascer, muito prevalente entre os gemelares, serem variáveis independentes
mais fortemente associadas à mortalidade. Jobin e Aerts (2008) também não encontraram
associação entre a gravidez múltipla e a ocorrência óbitos evitáveis.
Não se verificou associação estatisticamente significativa entre o sexo da criança e a
mortalidade infantil em nenhuma das cinco cidades estudadas nem na análise por
componente. Embora na análise univariada tenha se observado uma maior razão de exposição
entre as crianças do sexo masculino nas cidades de Belém, Goiânia e no componente neonatal
(OR bruta= 1,26; 1,37 e 1,19 respectivamente). A associação perde a significância na análise
multivariada. Resultados semelhantes foram encontrados por Martins e Velásquez-Meléndez
(1999), Porém em São Luís-MA o sexo masculino (RR=1,79) foi considerado fator de risco,
havendo uma maior ocorrência de óbitos entre os recém nascidos do sexo masculino
(RIBEIRO et al., 2004).
O baixo peso ao nascer demonstrou forte associação com as mortes em menores de um
ano em todas as análises realizadas, permanecendo no modelo final de determinação da
mortalidade infantil das cinco cidades estudas e nos dois componentes.
Destaca-se a associação encontrada nas cidades de Recife e Porto Alegre, onde os
nascidos vivos com peso inferior a 2.500 gramas representaram uma risco quase cinco vezes
maior entre os casos em Recife, e quase sete vezes maior em Porto Alegre. Entre os
componentes, no período neonatal o baixo peso ao nascer consistiu em uma chance de
exposição 4,83 vezes maior entre os casos, enquanto que no componente pós-neonatal o valor
da odds ratio ajustada foi de 2,80 para o grupo dos óbitos.
A associação entre o baixo peso ao nascer e a mortalidade de menores de um ano,
semelhantemente ao encontrado neste estudo, é bastante divulgada na literatura científica. Os
150
estudos relatam que tanto para a mortalidade neonatal como pós-neonatal, o baixo peso ao
nascer é o fator individual mais fortemente associado ao óbito infantil, mesmo mesmo
controlando todas as outras variáveis. Associando-se a nascimentos prematuros e/ou retardo
do crescimento intra-uterino, situações decorrentes de problemas de saúde materna,
destacando-se a hipertensão arterial, de assistência ao pré-natal e condições econômicas
desfavoráveis (AQUINO et al., 2007; BARROS, 2000; JOBIN; AERTS, 2008; MARTINS
VELÁSQUEZ-MELÉNDEZ,1999; MORAIS NETO; SILVA et al., 2006; NASCIMENTO et
al,. 2008; ; RIBEIRO et al., 2004RIBEIRO et al., 2009 SHIMAKURA et al., 2001).
No que se refere à duração da gestação os resultados do estudo apontam para uma
forte associação entre prematuridade (duração da gestação inferior a 37 semanas) e a
mortalidade infantil. Essa variável esteve presente no modelo final de risco em quatro cidades
estudadas, e nos componentes neonatal e pós-neonatal, à exceção apenas de Porto Alegre.
Em Guarulhos a prematuridade representou uma razão de exposição 6,15 vezes maior
entre o grupo de casos em relação aos controles. Expressivos também foram os valores das
odds ratio ajustadas para as cidades de Goiânia, Belém e Recife (OR ajustada= 5,95; 5,69 e
2,02 respectivamente).
Para os óbitos ocorridos no período neonatal e pós-neonatal, a gestação com duração
inferior a 37 semanas representou uma maior chance de exposição entre o grupo de casos,
com valores das odds ratio ajustadas de 3,91 e 2,40 respectivamente.
Segundo Wise (1999), muitos dos fatores que concorrem para os partos prematuros
são originados na mudança do estilo de vida nas últimas décadas, tais como o uso de álcool e
fumo, estresse social e ocupacional, nutrição inadequada e outras condições em que as
intervenções para uma gestação saudável deveriam ocorrer bem antes da concepção.
Martins e Velásquez-Meléndez (2004) afirmam que a idade gestacional inferior a 37
semanas foi a variável que apresentou maior força de associação com a mortalidade no
período neonatal. Esse achado aponta para a necessidade de disponibilidade de recursos
tecnológicos e humanos adequados para o atendimento em tais circunstâncias. A falta de
unidades de terapias intensivas na cidade de Montes Claros, na época deste estudo, pode ter
dificultado a prevenção de óbitos potencialmente evitáveis entre os prematuros.
A raça/cor da criança só se caracterizou como fator de risco para a mortalidade infantil
na cidade de Recife e no componente neonatal, onde as crianças negras e pardas apresentaram
uma maior razão de exposição em relação às crianças brancas, com odds ratio ajustada no
151
modelo final de 1,64 em Recife e 1,71 no componente neonatal, o que parece estar
relacionado às questões de cunho social e econômico.
Ressalta-se, porém, que nas cidades de Guarulhos, Goiânia e no componente pós-
neonatal a associação entre a variável raça/cor e o desfecho (óbito) não pôde ser testada em
função dos elevados percentuais de informações ignoradas. No componente pós-neonatal 25%
dos registros analisados não apresentavam informações da referida variável, chegando a 30%
em Goiânia e mais de 80% em Guarulhos.
A paridade materna, apesar de ser descrita como fator determinante para a
morbimortalidade infantil e estar associada ao nível socioeconômico da família (ALMEIDA
et al. 2004), não apresentou nesse estudo diferenças significativas entre as primíparas e o
grupo de multíparas.
O número de filhos nascidos vivos não esteve associado à mortalidade infantil em
nenhumas das cidades estudadas nem nos componentes neonatal e pós-neonatal. Porém mais
de dois filhos nascidos mortos constituiu-se como fator de risco para as mortes em menores de
um ano na cidade de Porto Alegre (OR ajustada=2,67). No componente neonatal um filho
nascido morto representou um risco 2,27 vezes maior entre o grupo de casos.
Os trabalhos de Ribeiro et al (2004) e Jobim e Aerts (2008) corroboram com os
achados deste estudo, identificando um maior risco relativo para as mães com pelo menos um
natimorto prévio.
A presença de malformações congênitas configurou-se como fator de risco fortemente
associado à mortalidade infantil nas cidades de Porto Alegre, Goiânia e Recife com valores
das odds ratio ajustadas de 24,12; 11,45 e 5,44 respectivamente. Entre os componentes, essa
variável também esteve presente no modelo final de determinação da mortalidade, tanto no
período neonatal como no período pós-neonatal (OR ajustadas= 13,94 e 16,61). Vale destacar
que em Guarulhos a associação não pode ser analisada dado o baixo percentual de
completitude da variável (inferior a 70%).
Segundo Jobim e Aerts (2008), em Porto Alegre, o SINASC registrou 19.197 crianças
nascidas vivas no ano de 2003. Dessas, 237 apresentaram malformações congênitas,
representando 1,2% do total. A prevalência de malformações congênitas entre as crianças do
estudo foi de 16,4%. Neste estudo, a presença de malformação congênita esteve mais
fortemente associada aos à mortalidade não-evitável, considerandoa classificação utilizada,
152
em que as malformações mais graves fazem parte do grupo das causas de óbitos não-
evitáveis.
No presente estudo, foram encontrados possíveis determinantes da mortalidade
infantil, como os fatores socioeconômicos, aqui representadas pela escolaridade materna, o
estado civil da mãe e a natureza do estabelecimento de nascimento da criança; condições da
assistência à gravidez, ao parto e ao recém-nascido, como o número de consultas de pré-natal
e o índice de apgar no 1º e 5º minuto; além dos fatores biológicos, com destaque para o baixo
peso ao nascer, a prematuridade e a presença de malformação congênita.
Ademais, os resultados demonstram que, embora se verifique um certo consenso entre
os fatores determinantes da mortalidade infantil entre as cidades analisadas, alguns
diferenciais podem ser constatados, especialmente a partir da compreensão dos diferentes
perfis da mortalidade infantil observados. Nas cidades do Norte e Nordeste, e no componente
pós-neonatal, é possível identificar a relevância dos fatores relacionados às condições
socioeconômicas, ao passo que no centro-sul do país essas associações tendem a ser menos
significativas.
Os modelos explicativos sobre os possíveis determinantes da mortalidade infantil vão
ao encontro da tese da importância de ações intersetoriais na busca de uma melhor condição
de saúde para as populações. Mesmo ficando claro o resultado dos esforços empreendidos
pelo setor saúde, é inquestionável a necessidade da parceria dos demais setores na construção
de uma sociedade mais equânime e saudável (BEZERRA FILHO et al., 2007).
Para Shimakura et al (2001) Os determinantes de risco da mortalidade infantil são
mediadores entre o processo de desenvolvimento brasileiro e as condições de vida e saúde das
crianças. É por meio da ação desses determinantes que os processos estruturais da sociedade
deixam marcas na saúde dessas crianças, muitas vezes tão decisivas que provocam seu óbito.
8.2 Sobre o método
A análise hierarquizada foi utilizada na investigação dos determinantes da mortalidade
em menores de um ano no presente estudo, considerando os modelos teóricos explicativos da
mortalidade infantil (MOSLEY; CHEN, 1984). Atendo-se ainda ao exposto por Victora et al
153
(1997) que questiona a utilização da abordagem estatística tradicional por meio de modelos de
regressão múltipla, com apenas um nível hierárquico, não indicando seu uso em situações nas
quais existem variáveis mediadoras ou intervenientes. Uma vez que as mesmas podem
mascarar ou subestimar os efeitos das variáveis mais distais, a exemplo dos fatores
socioeconômicos. Essas, quando excluídas, elos importantes de causalidade podem
permanecer ignorados (VICTORA et al., 1997).
Ademais, considerou-se também a crescente produção científica de estudos sobre a
determinação da mortalidade infantil que utilizam os modelos hierarquizados complexos para
o estudo dos fatores de risco da mortalidade em menores de um ano, (ALMEIDA; BARROS,
2004; AQUINO et al., 2007; CARVALHO et al., 2007; FRANÇA et al,. 2001; JOBIN;
AERTS, 2003; LIMA et al., 2004; LIMA et al., 2008; MORAIS NETO; BARROS, 2000;
MOSLEY; CHEN, 1984; NASCIMENTO, et al., 2004; RIBEIRO et al., 2009; SCHOEPS et
al., 2007; VICTORA et al., 1997).
E embora não tenha sido factível a construção de um modelo teórico mais rebuscado
em função da disponibilidade dos dados para as unidades analisadas, o desafio posto foi
construir o melhor modelo possível a partir dos dados disponíveis.
Nesse sentido a utilização da técnica de linkage foi de grande valia possibilitando
resgatar na declaração de nascido vivo as variáveis preditoras da mortalidade infantil,
viabilizando a realização do desenho de estudo analítico tipo caso-controle. Tendo como
contribuição importante a utilização dos dados oriundos nos sistemas de informação em saúde
disponíveis no Brasil, reduzindo os custos na realização além de demonstrar o potencial de
aplicação dessa estratégia na vigilância do óbito infantil nos serviços de saúde.
Tal constatação é reforçada pelo incremento na produção científica que utiliza a
técnica de linkage para o estudo da mortalidade em menores de um ano no país (ALMEIDA,
1996; LIBÂNIO et al., 2001; MARTINS; VELÁSQUEZ-MELÉNDEZ, 2004; MELO JORGE
et al., 2007; MORAIS NETO; BARROS, 2000; NASCIMENTO et al. 2008; SILVA et al.,
2006).
Em relação à análise dos fatores de risco para os componentes da mortalidade infantil
(neonatal e pós-neonatal), não foi possível analisar os diferenciais nos determinantes em cada
cidade estudada, ao passo que dada a estratificação das variáveis em categorias, a análise
enfrentaria a questão da instabilidade dos pequenos números caso fosse realizada a
desagregação por componente do óbito para cada cidade, sendo necessário realizar a
agregação das cinco cidades do estudo.
154
Ainda em relação à análise por componente, a cidade de residência não foi
considerada como variável independente, uma vez que a amostra dos controles para o grupo
de casos, foi realizada para cada cidade, havendo uma proporção de 3 controles para cada
caso, havendo, portanto uma proporção semelhante entre os óbitos e a amostra dos
sobreviventes.
Em relação aos resultados obtidos por meio da realização do linkage destaca-se o
expressivo número de pares formados entre a declaração de óbito e a respectiva declaração de
nascido vivo, chegando a totalizar 90% do total dos óbitos analisados. Embora esse percentual
tenha variado entre as cidades, sendo as cidades de Belém e Goiânia onde se obteve a menor
proporção de registros pareados após o linkage. Em Belém foram pareadas 81,6% do total das
declarações de óbito, já em Goiânia foram obtidos 223 pares (83,2%) das 268 mortes em
menores de um ano registradas.
Mesmo para as cidades onde se verificou os mais baixos percentuais de pares
formados no linkage, os achados do estudo mostraram-se bastantes expressivos quando
comparados com alguns estudos publicados na literatura científica. Martins e Velásquez-
Meléndez (2004) no estudo de coorte realizado em Montes Claros-MG, verificou que dos 275
óbitos neonatais estudados, 200 foram concatenados a essa coorte e 75 não concatenados por
falta de dados da época do nascimento, representando 73% de registros pareados e 27% de
perda de informação.
Nascimento et al (2008) ao realizar linkage para um estudo de caso-controle para a
mortalidade infantil em Salvador-BA, conseguiram fazer o compartilhamento de 73,4% dos
óbitos analisados com as respectivas Declarações de Nascido Vivo, sendo 40,9% por meio
eletrônico e 59,1% manualmente.
O percentual de perda ainda foi maior no estudo realizado em Maracanaú-CE,
chegando a 44% dos óbitos não relacionados aos dados do Sinasc. Ainda assim, os autores
destacam a oportunidade de utilizar e examinar as informações sobre nascimentos e óbitos
infantis do Sinasc, SIM e das investigações de óbito infantil favorece novas possibilidades na
identificação de fatores determinantes da mortalidade infantil, apesar de dificuldades na
ligação dos bancos de dados e da conseqüente sub-enumeração dos nascidos vivos no
SINASC, dos óbitos e conseqüentemente da taxa de mortalidade infantil na coorte estudada
(SILVA et al. 2006).
No linkage entre o SIM e o Sinasc realizado em Goiânia para estudo da mortalidade
infantil, os pares chegaram a 95% dos óbitos, entretanto utilizou-se como estratégia, além do
relacionamento dos bancos de dados, a busca nos cartórios de registro civil para os casos de
155
insucesso (LIBÂNIO et al. 2001). A mesma estratégia de busca em cartórios foi utilizada por
Morais Neto e Barros (2000) em Goiânia chegando a 98% dos óbitos pareados.
Para Silva et al (2006) apesar das restrições metodológicas inerentes ao uso de dados
secundários provenientes do SIM e do Sinasc, o procedimento de “linkage” mostrou-se viável
do ponto de vista operacional.
Frente ao exposto, os resultados obtidos no relacionamento dos bancos de dados do
SIM e do Sinasc no presente estudo, parecem estar associado à qualidade dos sistemas de
informação e da vigilância do óbito infantil. Destaca-se ainda que a qualidade dos sistemas de
informação foi um dos critérios utilizados para seleção das cidades estudadas, com destaque
para as informações de Porto Alegre, Guarulhos e Recife, onde foi possível obter mais de
95% de registros pareados.
Outro indicador provavelmente relacionado à qualidade das informações é a proporção
de pares relacionados por meio do linkage determinístico, no qual foi identificada uma relação
unívoca entre os registros do SIM e do Sinasc, por meio do número da DNV comum aos dois
bancos de dados. As cidades de Porto Alegre e Recife foram as que apresentaram maior
percentual de pares pareados deterministicamente, chegando a 99,6% do total de pares em
Porto Alegre e 97% em Recife.
Deve-se ressaltar os resultados do linkage na cidade de Guarulhos, onde verificou-se
um elevado número de declarações de óbito sem o preenchimento do número da DNV, tendo
como conseqüência o baixo percentual de pares obtidos pelo método determinístico (16,8%),
com maioria significativa do linkage probabilístico (83,2%), o que não foi verificado em
nenhuma das cidades analisadas.
Esse fato é justificado uma vez que até o ano de 2005 a Fundação SEAD (Sistema
Estadual de Análise de Dados) era responsável por toda a gestão dos sistemas de informações,
sendo constadas importantes lacunas na qualidade das informações referentes aos óbitos
infantis. Entretanto no linkage probabilístico os resultados apresentaram-se bastante
consistentes, com elevados escores, portanto alto grau de certeza, na formação dos pares.
Outra importante contribuição da técnica de linkage foi o resgate das variáveis comuns
ao SIM e ao Sinasc ignoradas, com conseqüência no aumento da completitude das
informações. Destaca-se as cidades de Belém e Guarulhos, onde a maioria das informações do
SIM apresentavam proporção de campos ignorados e não informados acima de 20%, enquanto
que no Sinasc a completitude de maior parte das variáveis era acima de 80% resgatando-se
essas informações por meio do relacionamento dos bancos de dados.
156
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157
9 CONSIDERAÇÕES FINAIS
a) Apesar da importante redução da mortalidade infantil nas cidades estudadas, persistem
as desigualdades regionais, expressando diferentes riscos de ocorrência de morte em
menores de um ano de observando-se uma concentração das maiores taxas nas cidades
das regiões Norte e Nordeste.
b) Em relação ao componente da mortalidade infantil nas cidades estudadas, observou-se
um predomínio do componente neonatal, especialmente no período neonatal precoce.
Verificando-se também uma tendência declinante da mortalidade pós-neonatal.
c) As afecções perinatais e as malformações congênitas representam as principais causas
básicas dos óbitos em menores de um ano, sendo observado ainda um decréscimo da
mortalidade proporcional por causas evitáveis (doenças infecciosas e parasitárias,
doenças do aparelho respiratório e doenças nutricionais), embora esses grupos de
causas ainda representem um importante contingente da mortalidade pós-neonatal.
d) Constatam-se marcantes desigualdades no perfil da mortalidade infantil, seja na
distribuição das taxas, no comportamento da tendência histórica, nos componentes do
óbito ou nas causas associadas. Tais diferenças estão fortemente associadas às
condições socioeconômicas e de acesso aos serviços de saúde, constituindo-se em um
indicador de iniqüidade.
e) No presente estudo, foram encontrados possíveis determinantes da mortalidade infantil
para as cinco cidades analisadas, como os fatores socioeconômicos (escolaridade
materna, o estado civil da mãe e a natureza do estabelecimento de nascimento da
criança), as condições da assistência à gravidez, ao parto e ao recém-nascido (número
de consultas de pré-natal e o índice de apgar no 1º e 5º minuto) e fatores biológicos
(baixo peso ao nascer, a prematuridade, presença de malformação congênita, número
de filhos nascidos mortos e raça/cor).
158
f) Embora se verifique concordância entre os fatores determinantes da mortalidade
infantil entre as cidades analisadas, alguns diferenciais puderam ser observados. Nas
cidades do Norte e Nordeste, foi possível identificar a relevância dos fatores
relacionados às condições socioeconômicas, ao passo que no centro-sul do país essas
associações tendem a ser menos significativas.
g) Em relação aos componentes da mortalidade infantil, observou-se que no componente
neonatal os fatores relacionados à assistência à saúde e às características da mãe e ao
recém-nascido, estiveram mais fortemente associados, enquanto que no período pós-
neonatal constata-se uma importante influência dos fatores do nível distal
(socioeconômicas).
h) A análise hierarquizada foi utilizada na investigação dos determinantes da mortalidade
em menores de um no presente estudo, considerando os modelos teóricos explicativos
da mortalidade infantil. E embora não tenha sido factível a construção de um modelo
teórico mais rebuscado em função da disponibilidade dos dados para as unidades
analisadas, o desafio posto foi construir o melhor modelo possível a partir dos dados
disponíveis.
i) A utilização da técnica de linkage foi de grande valia possibilitando resgatar na
declaração de nascido vivo as variáveis preditoras da mortalidade infantil, tornando
viável a realização de estudos analíticos longitudinais. Tendo como contribuição
importante a utilização dos dados oriundos nos sistemas de informação em saúde
disponíveis no Brasil, reduzindo os custos na realização além de demonstrar o
potencial de aplicação dessa estratégia na vigilância do óbito infantil nos serviços de
saúde.
159
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160
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167
APÊNDICE A - Critérios para classificação dos municípios segundo a adequação das
informações vitais por porte populacional� – (MONITORIMI)
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168
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Belém Recife Guarulhos Porto Alegre Goiânia Percentual de analfabetos no grupo etário 18-24 anos 2000 1,9 4,2 1,9 1,6 1,1
Percentual de pessoas com 25 anos ou mais com Ensino Fundamental Incompleto 2000 45,3 48,4 57,2 37,2 45,7
Renda per capita 2000 313,9 392,5 343,9 709,9 508,3
Percentual de pobres 2000 30,0 31,5 16,9 11,3 12,4
Razão entre a Renda Média dos 10% mais Ricos e a dos 40% mais Pobres 2000 31,3 41,8 17,2 26,3 24,2
Percentual de domicílios com água encanada 2000 81,1 87,8 96,5 97,8 96,0
Densidade demográfica 2000 1.196,0 6.501,8 3.369,9 2.741,2 1.467,8
Leitos hospitalares por 10000 habitantes 2003 20,7 47,1 13,4 46,4 52,7
Taxa de internação em hospitais do SUS 2005 24,4 22,4 14,7 23,8 27,7
Número de médicos residente por 1000 habitantes 2000 2,1 3,6 0,5 5,9 3,0
Taxa de fecundidade total 2000 2,0 1,8 2,2 1,8 1,8
Percentual de pessoas que vivem em domicílios com água encanada 2000 81,1 87,8 96,5 97,8 96,0
Proporção (%) de óbitos infantis por Causas Mal Definidas 2003-2005 3,0 0,2 0,4 2,4 0,4
Proporção (%) de óbitos infantis por Doenças Infecciosas Intestinais 2003-2005 2,0 2,9 1,8 0,8 0,8
Proporção (%) de óbitos infantis por Septicemia 2003-2005 3,7 0,3 3,8 0,4 1,5
Proporção (%) de óbitos infantis por Desnutrição 2003-2005 1,3 2,7 2,1 1,0 0,7
Proporção (%) de óbitos infantis por Pneumonia 2003-2005 4,2 5,2 7,0 1,9 3,3
Proporção (%) de óbitos infantis por Afecções Perinatais 2003-2005 69,2 59,0 52,1 50,2 62,8
Proporção (%) de óbitos infantis por Afecções Maternas e Complicações na Gravidez 2003-2005 2,4 33,7 3,9 33,6 3,6
Proporção (%) de óbitos infantis por Transtornos Relacionados à duração da Gestação e ao Crescimento Fetal 2003-2005 5,7 0,9 2,3 0,8 1,8
Proporção (%) de óbitos infantis por Transtornos Respiratórios e Cardiovasculares específicos do período perinatal 2003-2005 26,0 17,6 28,2 9,0 42,7
Proporção (%) de óbitos infantis por Malformações Congênitas 2003-2005 14,4 21,7 19,2 28,4 23,1
Proporção (%) de óbitos infantis por Causas Externas 2003-2005 0,6 2,6 3,3 4,7 1,7
Proporção (%) de óbitos no período neonatal precoce 2003-2005 51,5 56,0 41,7 37,5 53,9
Proporção (%) de óbitos no período pós-neonatal 2003-2005 25,1 30,6 38,1 42,4 24,8
Proporção (%) de Baixo Peso ao Nascer 2003-2005 9,6 9,1 9,3 10,1 7,8
APÊNDICE B – Indicadores do Sistema de Monitoramento dos Indicadores da Mortalidade Infantil (MONITORIMI) por
cidade estudada.
169
Proporção (%) de nascidos vivos Prematuros 2003-2005 5,9 7,7 8,1 10,6 4,5
Proporção (%) de nascidos vivos de mães Adolescentes 2003-2005 23,9 21,2 17,0 17,7 17,6
Proporção (%) de nascidos vivos cujas mães Não Fizeram Pré-Natal 2003-2005 3,4 2,7 1,7 3,5 0,7
Proporção (%) de nascidos vivos cujas mães Tiveram 7 ou mais Consultas Pré-Natal 2003-2005 55,5 51,4 64,2 65,5 77,9
Proporção (%) de nascidos vivos de mães com Ensino Fundamental Incompleto 2003-2005 40,5 43,2 36,3 35,0 33,7
Proporção (%) de nascidos vivos cujas mães Tiveram Parto Cesáreo 2003-2005 48,8 46,3 48,6 44,5 57,8
Coeficiente Geral de Mortalidade padronizado por idade 2003-2005 5,8 6,3 6,5 5,7 6,1
Desvio Médio Relativo do Coeficiente Geral de Mortalidade 2003-2005 1,5 1,0 3,5 0,4 0,9
Classificação do Município quanto à Adequação das Informações de Mortalidade 2003-2005 Adequada Adequada Adequada Adequada Adequada
Razão entre Nascidos Vivos Informados e Estimados 2003-2005 0,9 0,9 0,8 0,9 1,0
Desvio Médio Relativo da Taxa de Natalidade 2003-2005 4,1 3,9 1,7 1,9 2,6
Classificação do Município quanto à Adequação das Informações de Natalidade 2003-2005 Adequada Adequada Adequada Adequada Adequada
Proporção (%) de óbitos por Causas Mal Definidas (todas as idades) 2003-2005 7,7 1,0 1,0 2,0 1,6
Classificação do Município quanto à Proporção de Óbitos Mal Definidos 2003-2005 Adequada Adequada Adequada Adequada Adequada
Classificação do Município quanto à Adequação das Informações Vitais 2003-2005 Adequada Adequada Adequada Adequada Adequada
Diferença entre os números de óbitos infantis informados no SIM e no SIH 2005 ** ** ** ** **
Diferença entre os números de nascidos vivos informados no SINASC e no SIH 2005 ** ** ** ** **
Completitude da variável Nacionalidade - SIM 2005 91,1 66,8 99,7 100,0 58,2
Completitude da variável Sexo - SIM 2005 99,6 99,2 100,0 99,6 100,0
Completitude da variável Idade - SIM 2005 91,5 97,7 100,0 97,5 86,6
Completitude da variável Raça - SIM 2005 98,7 97,1 99,7 98,8 60,5
Completitude da variável Código do Município de Residência - SIM 2005 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0
Completitude da variável Código do Município de Ocorrência do Óbito - SIM 2005 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0
Completitude da variável Local de Ocorrência do Óbito - SIM 2005 99,8 99,7 100,0 100,0 99,6
Completitude da variável Peso ao Nascer - SIM 2005 86,7 95,8 69,0 97,5 58,2
Completitude da variável Idade Materna - SIM 2005 86,9 96,1 64,2 96,7 59,3
Completitude da variável Escolaridade Materna - SIM 2005 80,1 94,3 60,8 93,4 48,5
Completitude da variável Código de Ocupação Materna - SIM 2005 87,1 95,3 57,3 78,3 46,6
Completitude da variável Quantidade de Filhos Nascidos Vivos - SIM 2005 87,5 94,6 53,8 94,7 13,4
Completitude da variável Quantidade de Filhos Nascidos Mortos - SIM 2005 41,3 91,4 31,7 95,1 9,7
Continuação do Apêndice B- Indicadores do Sistema de Monitoramento dos Indicadores da Mortalidade Infantil (MONITORIMI) por cidade estudada.
Continuação do Apêndice B- Indicadores do Sistema de Monitoramento dos Indicadores da Mortalidade Infantil (MONITORIMI) por cidade estudada.
170
Completitude da variável Tipo de Gravidez - SIM 2005 88,1 96,1 71,2 96,3 62,7
Completitude da variável Semanas de Gestação - SIM 2005 87,9 95,6 69,9 95,9 56,7
Completitude da variável Tipo de Parto - SIM 2005 87,3 95,8 70,3 95,9 62,7
Completitude da variável Fonte da Informação - SIM 2005 0,0 0,0 1,0 1,6 0,0
Completitude da variável Assistência Médica - SIM 2005 97,7 57,7 49,1 91,0 59,3
Completitude da variável Exame Complementar - SIM 2005 98,5 70,9 58,9 58,6 70,9
Completitude da variável Cirurgia - SIM 2005 98,7 74,0 60,4 59,0 55,2
Completitude da variável Necropsia - SIM 2005 98,3 77,4 67,4 71,3 55,2
Completitude da variável Sexo - SINASC 2005 100,0 100,0 100,0 100,0 99,9
Completitude da variável Raça - SINASC 2005 100,0 98,4 23,1 99,9 71,9
Completitude da variável Peso ao Nascer - SINASC 2005 100,0 100,0 99,6 100,0 99,8
Completitude da variável Apgar 1 - SINASC 2005 99,9 99,3 98,0 99,4 99,4
Completitude da variável Apgar 5 - SINASC 2005 99,9 99,5 98,6 99,5 99,6
Completitude da variável Código do Município de Residência - SINASC 2005 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0
Completitude da variável Código do Município de Nascimento - SINASC 2005 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0
Completitude da variável Local de Ocorrência do Nascimento - SINASC 2005 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0
Completitude da variável Idade Materna - SINASC 2005 100,0 100,0 100,0 100,0 99,6
Completitude da variável Escolaridade Materna - SINASC 2005 99,9 98,3 98,9 99,7 91,9
Completitude da variável Ocupação Materna - SINASC 2005 100,0 99,1 98,6 81,1 75,3
Completitude da variável Estado Civil Materno - SINASC 2005 99,9 98,7 99,3 99,8 95,4
Completitude da variável Número de Consultas Pré-natal - SINASC 2005 99,9 98,8 98,0 100,0 95,9
Completitude da variável Semanas de Gestação - SINASC 2005 100,0 100,0 94,6 100,0 97,7
Completitude da variável Tipo de Gravidez - SINASC 2005 100,0 100,0 99,8 100,0 99,8
Completitude da variável Tipo de Parto - SINASC 2005 100,0 100,0 99,9 100,0 99,8
Completitude da variável Quantidade de Filhos Nascidos Vivos - SINASC 2005 58,0 98,1 96,2 99,8 98,4
Completitude da variável Quantidade de filhos Nascidos Mortos - SINASC 2005 23,5 97,8 92,0 99,8 98,2
Consistência da variável Peso ao Nascer - SIM 2005 65,0 77,4 48,1 77,6 52,3
Consistência da variável Peso ao Nascer - SINASC 2005 92,6 95,2 89,3 95, 92,6
171
APÊNDICE C – Resultados da Estimação de Parâmetros na rotina de Relacionamento
do linkage probabilístico
PARAMETROS ESTIMADOS NO CALCPARMS -------------------- m(i) m(1) = 0.82758844 m(2) = 0.99621837 u(i) u(1) = 0.010000000 u(2) = 0.00326696 p = 0.05178952 Frequencia de concordancia f(i) f(1) = 0 f(2) = 3366 Logverossimilhanca: -10.20894701 Limiar inferior: -10.57812828 Limiar superior: 5.71629691 Pesos de concordancia A(i) A(1) = 1.#INF0000 A(2) = 8.25236852 Pesos de discordancia D(i) D(1) = -2.53607160 D(2) = -8.04205668 Poder discriminante do campo P(i) P(1) = 1.#INF0000 P(2) = 16.29442519 Padroes, frequecias e scores Padrao: 1 frequencia: 5636 configuracao: 0 / 0 / score: -10.57812828 Padrao: 2 frequencia: 2056 configuracao: 0 / 1 / score: 5.71629691 Padrao: 3 frequencia: 48 configuracao: 1 / 0 / score: 1.#INF0000 Padrao: 4 frequencia: 504 configuracao: 1 / 1 / score: 1.#INF0000
APÊNDICE D – Completitude das variáveis independentes do estudo
Tabela: Completitude das variáveis do SIM relacionadas ao nascimento e óbito infantil. 2005
Variáveis Ignoradas ou Não Informadas Belém Recife Guarulhos Porto Alegre Goiânia Total
Sexo
n 2 3 1 0 0 6
% 0.4 0.8 0.3 0 0 0.4
Idade da mãe
n 22 6 113 2 73 216
% 4.7 1.6 35.8 0.8 27.2 12.8
Raça Cor
n 6 9 1 1 102 119
% 1.3 2.3 0.3 0.4 38.1 7.1
Instrução da mãe
n 54 13 124 10 102 303
% 11.4 3.4 39.2 4.1 38.1 18.0
Filhos nascidos vivos
n 23 47 146 71 225 512
% 4.9 12.2 46.2 29.1 84 30.4
Filhos nascidos mortos
n 419 336 288 215 234 1492
% 88.8 87.3 91.1 88.1 87.3 88.5
Tipo Parto
n 20 7 94 4 64 189
% 4.2 1.8 29.7 1.6 23.9 11.2
Óbito parto
n 15 1 128 1 69 214
% 3.2 0.3 40.5 0.4 25.7 12.7
Duração Gestação
n 17 8 95 4 80 204
% 3.6 2.1 30.1 1.6 29.9 12.1
Peso ao nascer
n 23 7 98 0 76 204
% 4.9 1.8 31 0 28.4 12.1
Tipo Gravidez
n 16 6 91 3 64 180
% 3.4 1.6 28.8 1.2 23.9 10.7
172
173
Continuação do APÊNDICE D – Completitude das variáveis independentes do estudo.
Tabela: Completitude das variáveis do Sinasc relacionadas ao nascimento e óbito infantil. 2004 e 2005
Variáveis Ignoradas ou Não Informadas Belém Recife Guarulhos Porto Alegre Goiânia Total
Peso ao Nascer
n 3 14 191 18 99 325
% 0 0 0.5 0.1 0.3 0.2
Apgar no 1 min
n 28 416 1022 232 222 1920
% 0.1 0.9 2.4 0.6 0.6 0.9
Apgar no 5 min
n 34 254 751 214 201 1454
% 0.1 0.6 1.8 0.6 0.5 0.7
Idade Mãe
n 9 7 0 6 176 198
% 0 0 0 0 0.5 0.1
Duração Gestação
n 4 20 2441 16 964 3445
% 0 0 5.7 0 2.4 1.6
Tipo Gravidez
n 2 8 111 8 68 197
% 0 0 0.3 0 0.2 0.1
Tipo Parto
n 5 15 81 2 90 193
% 0 0 0.2 0 0.2 0.1
N Consultas
n 35 573 994 39 1859 3500
% 0.1 1.2 2.3 0.1 4.7 1.6
Instrução
n 21 973 497 126 3396 5013
% 0 2.1 1.2 0.3 8.6 2.3
Filhos Nascidos Vivos
n 17322 1195 1117 60 2164 21858
% 36.1 2.6 2.6 0.2 5.5 10.2
Filhos nascidos mortos
n 29195 1697 2357 67 2373 35689
% 60.8 3.7 5.6 0.2 6 16.7
Raça Cor
n 14 755 34984 56 9949 45758
% 0 1.6 82.3 0.2 25.2 21.4
Estado Civil
n 77 1829 1786 2287 2006 7985
% 0.2 4 4.2 5.9 5.1 3.7
174
APÊNDICE E – Artigo em Elaboração
Título: DIFERENCIAIS NOS FATORES DE RISCO PARA A MORTALIDADE
INFANTIL NO BRASIL: Um estudo de caso-controle com base no SIM e no Sinasc
Title: Differences in risk factors for infant mortality in Brazil: a case-control study based on
the SIM and the Sinasc
Autores:
Lívia Teixeira de Souza Maia ¹
Wayner Vieira de Souza ¹
Antonio da Cruz Gouveia Mendes ¹
¹ Centro de Pesquisas Aggeu Magalhães – CPqAM/Fiocruz
RESUMO
O óbito infantil como ocorrência “evitável” por serviços de saúde eficazes, constitui-se em um “evento sentinela” da qualidade da atenção à saúde, sendo o monitoramento da mortalidade infantil e de seus fatores de riscos, essencial para identificar possíveis impactos de mudanças sociais e econômicas e dos avanços, e eventuais retrocessos, da cobertura e da qualidade dos serviços de saúde. Nesse sentido, o presente estudo teve como objetivo identificar diferenciais entre os fatores de risco associados à mortalidade infantil em cinco cidades de cada uma das macrorregiões brasileiras, com base nas informações oriundas do SIM e do Sinasc. Para tanto foi realizado um estudo descritivo da mortalidade infantil no país e nas cinco cidades selecionadas e um estudo caso-controle no qual foram considerados como casos os óbitos de menores de um ano registrados no SIM e como controles os nascidos vivos que não foram a registrados no Sinasc.As duas bases de dados (SIM e Sinasc) foram relacionadas através do linkage em duas etapas (linkage determinístico e probabilístico). Para o estudo dos fatores de risco foram utilizadas as análises univariada e multivariada, essa última adotando-se os modelos hierarquizados. Os resultados apontam para uma importante redução da mortalidade infantil no Brasil, com predomínio do componente neonatal e das afecções perinatais e as malformações congênitas como principais causas básicas dos óbitos. Os principais determinantes da mortalidade infantil para as cinco cidades analisadas foram os fatores socioeconômicos (escolaridade materna, o estado civil da mãe e a natureza do estabelecimento de nascimento da criança), as condições da assistência à gravidez, ao parto e ao recém-nascido (número de consultas de pré-natal e o índice de apgar no 1º e 5º minuto) e fatores biológicos (baixo peso ao nascer, a prematuridade, presença de malformação congênita, número de filhos nascidos mortos e raça/cor). Destacam-se a importância da utilização dos modelos hierarquizados no estudo dos determinantes da mortalidade infantil e a contribuição da técnica de linkage possibilitando resgatar na declaração de nascido vivo as variáveis preditoras da mortalidade infantil, tornando viável a realização de estudos analíticos longitudinais.
Palavras chave: Mortalidade Infantil – Fatores de Risco – Desigualdade – Linkage
174
175
ABSTRACT
The death occurred as "avoidable" for health services effective, is in a "sentinel event" the quality of health care and the monitoring of child mortality and its risk factors, essential to identify possible impacts of changes and economic and social progress, and any setbacks, coverage and quality of health services. Accordingly, this study aimed to identify differences between the risk factors associated with infant mortality in five cities in each of the Brazilian regions, based on information from the SIM and Sinasc. For this was a descriptive study of infant mortality in the country and in the five selected cities and a case-control study in which cases were considered as the deaths of children a year recorded in the SIM and control births were not registered to Sinasc.As in two databases (and Sinasc SIM) were connected through the linkage in two steps (deterministic and probabilistic linkage). For the study of risk factors were used univariate and multivariate analysis, adopting the latter are hierarchical. The results show a significant reduction in infant mortality in Brazil, with a predominance of the neonatal component and perinatal diseases and congenital malformations as the main causes of deaths. The main determinants of infant mortality for the five cities examined were socioeconomic factors (maternal education, marital status of mother nature and the establishment of child's birth), the conditions of care to pregnancy, birth and the newborn (number of pre-natal consultations and Apgar score at 1 and 5 minutes) and biological factors (low birth weight, the prematurity, presence of congenital malformation, number of children killed and race). Among them the importance of the use of hierarchical models in the study of the determinants of child mortality and the contribution of the technique of linkage allowing rescue live born in the declaration of the predictors of infant mortality, making it feasible to conduct analytical studies longitudinal. Key words: Infant Mortality - Risk Factors – Inequity – Linkage INTRODUÇÃO O óbito infantil como ocorrência “evitável” por serviços de saúde eficazes, constitui-se em
um “evento sentinela” da qualidade da atenção à saúde. Em países onde o risco de morrer dos
menores de um ano permanece elevado, a necessidade de se obter indicadores de qualidade
que evidenciem esta problemática não é apenas uma exigência metodológica, mas ética, por
que implica na “mortalidade consentida” de crianças. Assim, a desigualdade do risco de
ocorrência dos problemas de saúde é também uma medida da evitabilidade dos eventos e,
conseqüentemente, da qualidade dos sistemas de saúde (HARTZ et al. 1996).
O monitoramento da mortalidade infantil e de seus fatores de riscos é essencial para
identificar possíveis impactos de mudanças sociais e econômicas e dos avanços, e eventuais
retrocessos, da cobertura e da qualidade dos serviços de saúde. O estudo dos fatores de risco
dos óbitos em menores de um ano, compreendidos como indicadores de várias dimensões das
condições de vida, possibilita elucidar elementos da cadeia de eventos determinantes,
176
identificar grupos expostos a diferentes fatores e detectar diferenciadas necessidades de saúde
em subgrupos populacionais, subsidiando as intervenções voltadas à redução dos óbitos
infantis (HARTZ et al. 1996).
A mortalidade infantil e seus determinantes tem sido objeto de muitos estudos no Brasil,
constatando-se nos últimos anos um aumento considerável de publicações. Duarte (2007) ao
realizar uma revisão sistemática da literatura científica sobre mortalidade infantil, em três
importantes bases de dados: MEDLINE (Medical Literature Analysis and Retrieval System
Online), LILACS (Literatura Latino americana em Ciências de Saúde) e PAHO (Pan
American Health Organization), abrangendo o período de 1998 a 2006, analisou 59
publicações relevantes sobre o tema.
Este incremento na produção científica deve-se, pelo menos em parte, a um progressivo
aperfeiçoamento dos Sistemas de informações em Saúde do país, especificamente o Sistema
de Informações sobre Mortalidade (SIM) e o Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos
(Sinasc), resultando numa maior cobertura e qualidade das informações (BRASIL, 2006).
Aliado ao desenvolvimento das principais bases de dados, alguns estudos têm realizado a
integração dos diversos Sistemas de Informação em Saúde, principalmente quanto à inclusão
de novos indicadores para a gerência destes sistemas, na perspectiva do aumento da
notificação e da qualidade da informação (ALMEIDA, 1996; CAMARGO; COELI, 2000;
MACHADO, 2004; CAMARGO; COELI, 2002).
Segundo Almeida (1996), a técnica de “linkage” dos sistemas oficiais de informação de
nascimentos e mortalidade mostra-se viável para a realização de estudos analíticos
longitudinais da mortalidade infantil. Como essa técnica baseia-se em informações
individualizadas, é possível identificar os nascidos vivos expostos e não expostos aos fatores
de risco, a partir de variáveis registradas na Declaração de Nascidos Vivos (DNV), obtendo-se
a probabilidade de morte segundo a categoria de exposição a estes fatores e,
conseqüentemente, o risco relativo dos expostos em relação aos não expostos a estas
características.
O objetivo deste trabalho foi identificar os diferenciais entre os fatores de risco associados à
mortalidade infantil em cinco cidades de cada uma das macrorregiões brasileiras com base nas
informações oriundas do SIM e do Sinasc
177
MÉTODO
Foi realizado, inicialmente um estudo descritivo da mortalidade infantil no Brasil e nas cinco
cidades selecionadas.
Seguindo-se com um estudo caso-controle, no qual foram considerados como casos os óbitos
de menores de um ano ocorrido entre 1º de Janeiro a 31 de dezembro de 2005 registrados no
SIM e como controles os nascidos vivos que não foram a óbito entre 1º de Janeiro
As duas bases de dados (SIM e Sinasc) foram relacionadas através do linkage em duas etapas
(linkage determinístico e probabilístico).
A seleção dos casos partiu dos óbitos registrados no SIM e pareados com o Sinasc, sendo
incluídos no estudo apenas os óbitos pareados com a declaração de nascido vivo
correspondente, os óbitos não pareados foram excluídos do estudo.
Os controles foram obtidos por meio de amostra aleatória simples dos nascidos vivos que não
foram a óbito, e, portanto, tendo como critério de inclusão não ter sido pareado com o banco
do SIM.
No estudo foram incluídos 1.516 casos de óbitos de menores de um ano das cinco cidades
estudadas. O tamanho da amostra foi calculado para permitir detectar significância de uma
razão de exposição ou odds ratio maior que 1,5 a 2,0, considerando um poder do estudo (1- ß)
de 80%, um erro alfa de 5% e uma freqüência relativa de 20% de um dado fator de exposição
entre os controles, adotando-se como fator de exposição o baixo peso, com prevalência de
20%. Sendo necessária a proporção de 03 controles para 01 caso.
Para garantir que os controles fossem selecionados da mesma população dos casos, adotou-se
como critério, além do município de residência, o estabelecimento de saúde onde ocorreu o
nascimento da criança.
Foi realizada a análise do perfil da mortalidade infantil no Brasil e para as cinco cidades
analisadas. Tendo sido calculados, pelo método direto, os Coeficientes de mortalidade infantil
e para cada componente, a série histórica da mortalidade infantil entre os anos de 1996 e
2005, com cálculo de regressão linear simples para análise de tendência.
Verificou-se também a mortalidade proporcional por grupos de causa, e os diferenciais dos
coeficientes de mortalidade infantil entre as cidades selecionadas, por meio da SMR
(Standard Mortality Ratio).
Para verificar a associação entre o desfecho e as cada variável independente, foram
construídas tabelas de distribuição de freqüência, tabulação cruzada entre variáveis, cálculo de
178
odds ratio (OR) bruta e respectivos intervalos de confiança de 95% (IC 95%), cálculo da
significância estatística da associação, utilizando o teste de Qui-Quadrado.
Em seguida, realizou-se a análise multivariada adotando-se como critério a estratégia proposta
por Victora et al (1997), que utiliza modelos hierarquizados.
Nessa estratégia de análise, a introdução das variáveis ocorre em etapas, iniciando com as
variáveis dos níveis mais distais e introduzindo-se simultaneamente apenas variáveis de um
mesmo nível (VICTORA et al. 1997; MOSLEY, 1984; LIMA et al. 2008).
Considerando que a variável resposta era dicotômica, estabeleceu-se que a não-ocorrência do
evento (óbito) seria igual a “0” e a ocorrência do óbito igual a “1”. Para todas as variáveis de
exposição, considerou-se “0” para as categorias de referência.
A pesquisa foi submetida ao Comitê de Ética em Pesquisa do Centro de Pesquisas Aggeu
Magalhães/FIOCRUZ em 25/07/2007 e aprovada em 06/12/2007 com parecer número 67/07
RESULTADOS
Em 2005 foram registrados no Sistema de Informações sobre Mortalidade (SIM) 51.544
óbitos entre menores de um ano no Brasil, representando um coeficiente de mortalidade
infantil (CMI) 17,0 óbitos por mil nascidos vivos.
Ao analisar os dados do decênio (1996 a 2005) no país, constata-se uma redução 33,3% da
taxa de mortalidade infantil no Brasil, passando 25,5 por mil nascidos vivos em 1996, para
17,0 por mil nascidos vivos em 2005. Influenciada principalmente pela queda nas taxas do
componente pós-neonatal, devido, sobretudo, a redução das mortes por doenças infecciosas
intestinais e infecções respiratórias agudas.
Entre as cinco cidades estudadas, Belém foi a que apresentou o maior coeficiente de
mortalidade infantil em 2005, com CMI de 20,0 por mil nascidos vivos, com uma SMR de
1,18 quando comparada à taxa de mortalidade infantil do Brasil. Recife foi a cidade com a
segunda maior taxa de mortalidade em menores de um ano, entre as cidades analisadas, com
CMI de 16,6/1.000 nascidos vivos. Enquanto que Porto Alegre apresentou o menor
coeficiente com 12,9 óbitos de menores de um ano a cada mil nascidos vivos, e uma SMR de
0,76 quando comparada à taxa nacional (tabela 1).
O cálculo da Standard Mortality Ratio — SMR (Método Indireto de Padronização), para o
coeficiente de mortalidade infantil nas cinco estudadas analisadas, reforça a existência de
importantes desigualdades na ocorrência dos óbitos em menores de um ano.
179
Tendo como padrão o Brasil (SMR = 1,00), onde não haveria diferença entre a mortalidade
encontrada e a esperada, observa-se na tabela 1 que a cidade de Belém apresenta SMR mais
elevada (1,18). Enquanto que as cidades de Guarulhos, Porto Alegre e Goiânia apresentaram a
SMR menor que 1, indicando taxas menores do que a apresentada no País. Apenas para a
cidade de Recife esta diferença não foi estatisticamente significante (tabela 1).
Em relação aos fatores de risco para a mortalidade infantil, a tabela 2 sintetiza os achados da
análise de regressão logística para associação entre os óbitos de menores de um ano e os
fatores de risco nas cinco cidades estudadas, permitindo verificar os diferenciais existentes.
Entre as variáveis do nível distal, a natureza do hospital de nascimento da criança constituiu-
se como importante fator de risco para mortalidade infantil nas cinco cidades estudadas, sendo
em geral, os hospitais públicos e privados conveniados ao SUS caracterizados como fator de
risco para a ocorrência de óbitos em menores de um ano. Entretanto, nas cidades de Recife e
Porto Alegre os hospitais privados conveniados ao SUS apresentaram uma maior chance de
exposição (odds ratio ajustada) entre os casos do que os hospitais públicos (OR= 1,30 e 1,80
respectivamente).
O fator estado civil da mãe esteve presente nas cidades de Recife, Guarulhos e Porto Alegre,
em todas as mães solteiras, separadas e viúvas apresentaram maior razão de exposição entre o
grupo de casos, com maior valor da odds ratio na cidade de Recife.
A escolaridade materna mostrou significância como fator de risco nas cidades de Porto Alegre
e Belém, em ambas, as mães com menos de quatro anos de estudo apresentaram maior valor
da odds ratio.
As variáveis relacionadas à assistência materno-infantil, número de consultas pré-natal e
índice de apgar no 1° e 5° minuto configuraram-se como fatores de risco nas cinco cidades. O
número de consultas de pré-natal perdeu a significância no modelo final nas cidades de
Guarulhos e Goiânia (p-valor= 0,144 e 0,131 respectivamente), o mesmo aconteceu com
índice de apgar no 1º minuto na cidade de Guarulhos.
Entre as variáveis biológicas, o baixo peso ao nascer (<2.500g) aparece como fator de risco,
com significância estatística, em todas as cidades estudadas. O fator duração da gestação só
não esteve presente na cidade de Porto Alegre. Em todas as demais cidades a prematuridade
mostrou-se fortemente associada à mortalidade infantil, com odds ratio de 6,15 entre os casos
da cidade de Guarulhos.
Em relação à variável número de filhos nascidos mortos, as mães com mais de dois filhos
mortos apresentaram maior risco para a mortalidade infantil em Porto Alegre, com odds ratio
ajustada de 2,67.
180
Apenas em Belém e em Guarulhos as malformações congênitas não representaram fator de
risco para a mortalidade infantil, entretanto em Guarulhos essa associação não pôde ser
testada em função da baixa completitude da variável.
O tipo de gravidez (múltipla) apresentou associação com a ocorrência das mortes em menores
de um ano apenas em Porto Alegre.
DISCUSSÃO
Os achados do estudo confirmam que, apesar da redução da mortalidade infantil ocorrida no
país, persistem as desigualdades regionais, expressando diferentes riscos de ocorrência de
morte em menores de um ano de acordo com a região do país. Observando-se uma
concentração das maiores taxas nas cidades das regiões Norte e Nordeste, enquanto que o
centro-sul do país apresenta os menores coeficientes. Tais achados corroboram com o
apresentado na literatura nacional em relação às desigualdades na distribuição da mortalidade
infantil no Brasil (IBGE, 1999; SZWARCWALD et al. 1997; SIMÕES; MONTEIRO, 1995;
DUARTE et al; 2002; BRASIL, 2006; SOUZA; LEITE FILHO, 2008; CNDES, 2008).
De acordo com Simões (2002), embora tenha apresentado melhoras em seus indicadores
sociais, o Brasil ostenta grandes disparidades regionais, principalmente no que se refere à
Região Nordeste. As disparidades incluem as desigualdades raciais, pois crianças negras e
índias são mais vulneráveis à mortalidade infantil, assim como as crianças residentes em
favelas. Isso pode ficar oculto nas grandes cidades, especialmente nas regiões mais
desenvolvidas, como as cidades das Regiões Sul e Sudeste, onde a taxa media mascara as
desigualdades existentes, entretanto nas regiões Norte e Nordeste as desigualdades tornam-se
mais evidentes.
Dentre os fatores de risco analisados, a escolaridade da mãe é tida como um marcador da
condição socioeconômica da mãe e de sua família, relacionando-se nesse contexto com o
perfil cultural e comportamental, ligados aos cuidados de saúde, agindo como importante
determinante das mortes infantis (MORAIS NETO; BARROS, 2000; SILVA et al. 2006).
No presente estudo, o nível de escolaridade da mãe apresentou associação estatisticamente
significante na análise univariada nas cinco cidades estudadas e nos componentes neonatal e
pós-neonatal. Verificando-se uma maior probabilidade de mortes em menores de um ano entre
as crianças nascidas de mães com baixa instrução (até quatro anos de estudo). Porém, análise
multivariada hierarquizada, essa variável perdeu a significância para a maioria das cidades,
181
permanecendo no modelo final como fator de risco, apenas nas cidades de Belém e Porto
Alegre, e no componente pós-neonatal.
Shimakura et al (2001) evidenciam o efeito da escolaridade materna na mortalidade infantil na
cidade de Porto Alegre. Afirmam ainda que, as chances de sobrevivência das crianças são em
grande parte determinadas por sua inserção social, ao passo que a baixa escolaridade da mãe,
neste estudo, representou, para a criança, um excesso de risco para a mortalidade no período
pós-neonatal.
O tipo de ocupação da mãe não se mostrou associado à ocorrência do óbito infantil em
nenhuma das cidades analisadas, nem tampouco nos componentes. Na análise univariada,
ainda foi possível observar uma associação entre as mães sem ocupação (desempregadas,
estudantes e donas de casa) e o óbito infantil, na cidade de Belém (OR bruta=1,37) e no
componente pós-neonatal (OR bruta=1,55), porém na análise multivariada essa variável perde
a significância. Dentre as publicações analisadas, resultados diferentes foram encontrados
apenas por França et al (2001) e Nascimento et al (2008).
Em relação ao estado civil da mãe, as mães solteiras, viúvas ou separadas judicialmente,
apresentaram forte associação com a mortalidade infantil nas cinco cidades estudadas e nos
componentes neonatal e pós-neonatal. Esses achados corroboram com alguns estudos
disponíveis na literatura científica (FRANÇA at al, 2001; JOBIN; AERTS, 2008). No estudo
de França et al (2001) as crianças nascidas de mães casadas tiveram maiores chances de
sobrevivência do que as de famílias com mães em união consensual ou sozinhas. Para Jobim e
Aerts (2008), a ausência de companheiro pode indicar uma maior vulnerabilidade social, uma
lacuna no suporte emocional e econômico para a família.
A natureza do hospital de nascimento da criança constituiu-se num importante fator de risco
para a mortalidade infantil em todas as análises realizadas, tanto para as cidades estudadas
como entre os componentes. Merecendo destaque, uma vez que essa variável além de permitir
uma aproximação com as condições socioeconômicas reflete algumas questões macro-
estruturais da atenção materno-infantil.
Em geral, os nascimentos ocorridos em estabelecimentos públicos e os privados filantrópicos
e conveniados ao SUS constituíram maior risco para a mortalidade infantil, dado o modelo
final obtido mediante a analise multivariada. Em Belém e em Goiânia, os nascimentos
ocorridos nos estabelecimentos públicos representaram uma razão de chances 1,20 vezes
maior no grupo de casos. Em Guarulhos, nesse mesmo estrato, o valor da odds ratio ajustada
ainda foi maior, 2,30. Entre os componentes da mortalidade infantil, os estabelecimentos
públicos permanecem com maior chance de exposição entre os casos.
182
Ressalta-se, porém os resultados das cidades de Recife e Porto Alegre. Para ambas, os
estabelecimentos de nascimento da criança privados filantrópicos e conveniados ao SUS,
representaram maior risco para a ocorrência dos óbitos de menores de um ano, com odds ratio
ajustada de 1,30 em Recife e 1,80 em Porto Alegre.
Deve-se pôr em destaque a representação da ocorrência dos nascimentos em estabelecimentos
públicos como risco para o óbito infantil, e embora essa associação pareça estar influenciada
por questões socioeconômicas, as condições de acesso e qualidade da atenção materno-
infantil devem ser consideradas. Ressalta-se também que, nas cidades onde os
estabelecimentos privados filantrópicos e conveniados ao SUS estiveram mais fortemente
associados à mortalidade infantil, além dos aspectos acima citados, alguns questionamentos
parecem pertinentes, como a possibilidade de discriminação e diferenças na assistência
prestadas aos usuários do SUS em instituições privadas, a carência de critérios adotados para
contratação da rede complementar e a deficiência de mecanismos de avaliação da qualidade
dos serviços.
Os achados dessa pesquisa vão ao encontro dos resultados do estudo de Nascimento et al
(2008) onde demonstra a associação entre parto em hospitalais públicos e óbitos de menores
de um ano, sugerindo a existência de deficiências na assistência a recém-nascidos de risco na
população usuária dessas unidades de saúde, evidenciando uma maior vulnerabilidade da
população mais pobre.
A atenção à saúde da mãe e da criança tem sido apontada como fator de grande relevância
para a redução da mortalidade infantil. As variáveis reprodutivas maternas e as relacionadas
às condições de nascimento da criança permitem a avaliação da qualidade dessa atenção
(BRASIL, 2004; JOBIN; AERTS, 2008).
No presente estudo os partos hospitalares representaram quase a totalidade dos partos, tanto
para o grupo de casos como para o grupo de controles, não apresentando associação no
modelo final de determinação da mortalidade infantil em nenhuma das análises realizadas.
Conclusão semelhante apresentou o estudo de Jobin e Aerts (2008), que não encontrou
associação entre o local de nascimento e os óbitos evitáveis em Porto Alegre, possivelmente
pelo pequeno número de nascimentos ocorridos fora do ambiente hospitalar.
Ribeiro et al (2009) no estudo relativo aos nascidos vivos com baixo peso em Recife, concluiu
que o parto vaginal constituiu um fator de risco para a mortalidade neonatal, mesmo quando
ajustado por outros fatores de exposição, como o tipo de hospital, a idade gestacional e a faixa
de peso ao nascer. Sugerindo a realização de outros tipos de estudo relacionados à avaliação
183
dos serviços de saúde para elucidação desses resultados referentes à via de parto de modo
mais apropriado.
A freqüência às consultas de pré-natal tem sido demonstrada por alguns estudos como uma
das variáveis mais importantes relacionadas à gestação e ao parto na prevenção da morbidade
e mortalidade infantil e de seus componentes (HARTZ et al. 1996; ARAUJO et al. 2000;
VICTORA, 2001; SILVA et al. 2006). O companhamento rigoroso durante o pré-natal
permite a identificação e intervenção precoces no sentido de minimizar danos à saúde
materno-infantil. Sendo assim, a garantia de assistência pré-natal de qualidade adequadamente
conduzido e a organização da assistência em sistemas hierarquizados e regionalizados de
forma a garantir acessibilidade à gestante, pode detectar doenças maternas e fetais,
melhorando assim a possibilidade de sobrevivência do recém-nascido e reduzindo a
prevalência de retardo do crescimento intrauterino, a prematuridade e a ocorrência de baixo
peso ao nascer (HARTZ et al. 1996; ARAUJO et al. 2000; VICTORA, 2001).
Nesse estudo, o baixo número de consultas de pré-natal (0 a 3 consultas) esteve associado à
mortalidade infantil em todas as análises realizadas, configurando-se como fator de risco no
modelo multivariado final tanto para as cidades estudadas como para os dois componentes
(neonatal e pós-neonatal).
Destacam-se as cidades de Goiânia e Porto Alegre, onde as mães com até três consultas de
pré-natal representaram um risco quase três vezes maior entre o grupo de casos. Para os
componentes do óbito infantil, percebeu-se uma maior associação no período neonatal, com
odds ratio ajustada de 1,77 para as mães com baixo número de consultas de pré-natal entre o
grupo de casos, enquanto que no período pós-neonatal essa razão de chances foi de 1,72.
Essas constatações corroboram com a literatura científica (MARTINS; VELÁSQUEZ-
MELÉNDEZ,1999; KILSZTAJN et al. 2000; SILVA et al. 2006; RIBEIRO et al. 2004;
NASCIMENTO et al. 2008). Nascimento et al (2001) considera que como prematuridade e
retardo de crescimento intrauterino, condições que favorecem o baixo peso ao nascer, são
passíveis de identificação e, em boa parcela dos casos, também de prevenção durante o pré-
natal, sua associação com óbitos de menores de um ano, pode estar indicando a existência de
problemas na qualidade dessa assistência. Esta hipótese também se encontra fortalecida pelo
encontro de associação com número inadequado de consultas de pré-natal, fato que,
igualmente, aponta para possíveis problemas de acesso a esse tipo de atenção.
O índice de apgar no 1º e no 5º minuto é utilizado na mensuração da vitalidade do nascido
vivo. Os achados do estudo demonstram que os mais baixos escores (0 a 3) desse índice, tanto
no 1º como no 5º minuto, constituíram-se como fator de risco no modelo final de
184
determinação da mortalidade infantil nas cinco cidades estudadas e na análise por
componente.
Segundo Kilsztajn et al (2007) o índice de Apgar é um importante indicador de risco para a
morbimortalidade perinatal. Estudo realizado para o Município de São Paulo em 1998
considerou que o baixo índice de Apgar é um bom indicador de morbidade e está associado à
mortalidade neonatal (MACHADO; HILL, 2005). Outro estudo, desenvolvido para comparar
condições sócio-econômicas e características neonatais no Rio de Janeiro em 1994, também
concluiu que o índice de Apgar é um importante indicador de risco (D’ORSI et al. 2005).
A faixa etária da mãe apresentou associação estatisticamente significante na análise
univariada em quatro cidades estudadas, e nos componentes neonatal e pós-neonatal, à
exceção apenas de Recife, caracterizando um maior risco para as mães nos dois extremos dos
intervalos etários, 10 a 19 e mais de 35 anos. Entretanto, análise multivariada, essa variável
perdeu a significância para todas as cidades e para os dois componentes da mortalidade
infantil.
A existência de maior probabilidade de morte infantil (neonatal e pós-neonatal) entre os
nascidos vivos de mães com idades consideradas extremas, ou seja, com idade inferior a 20
anos e naquelas de 35 anos e mais é sugerida por alguns autores (ALMEIDA et al. 2002).
Em Porto Alegre-RS mães adolescentes e desfechos desfavoráveis, tais como prematuridade,
baixo peso ao nascer e maior proporção de parto cesárea parecem estar associados. Entre as
mães das crianças investigadas, 24,1% tinham menos de 20 anos de idade, porém não foi
encontrada associação estatisticamente significativa com o desfecho (JOBIN; AERTS, 2008).
Ribeiro et al (2009) relatam que a idade materna <18 anos (RR=2,62) foi fator de risco para a
mortalidade infantil.
No entanto, raramente encontra-se essa característica isolada. Sabe-se que muitas dessas mães
iniciaram sua vida reprodutiva precocemente, quando ainda eram adolescentes, estando
despreparadas para a difícil tarefa da maternagem, tendo que abandonar os estudos ou o
trabalho. Tiveram também muitos filhos, com pequeno intervalo interpartal, o que dificulta,
ainda mais, a qualidade da atenção dedicada às crianças. Certamente, a ação conjunta desses
fatores também influencia as chances de sobrevivência dessas crianças (SHIMAKURA et al.
2001).
Quanto ao tipo de gravidez, observou-se que na interação com outras variáveis ajustadas no
modelo multivariado por meio da regressão logística, o tipo de gravidez perde a significância
estatística em quase todas as cidades e nos dois componentes estudados, permanecendo no
modelo multivariado final apenas da cidade de Porto Alegre. Nessa cidade constatou-se que
185
entre as mães com gravidez múltipla houve uma razão de exposição cerca de 10 vezes maior
chance entre os casos.
Resultados semelhantes foram encontrados por Martins e Velásquez-Meléndez (1999) em
Montes Claros-MG, onde a associação entre gravidez múltipla e mortalidade neonatal foi
esvaziada na análise multivariada, provavelmente em virtude do fato de a idade gestacional e
o baixo peso ao nascer, muito prevalente entre os gemelares, serem variáveis independentes
mais fortemente associadas à mortalidade. Jobin e Aerts (2008) também não encontraram
associação entre a gravidez múltipla e a ocorrência óbitos evitáveis.
Não se verificou associação estatisticamente significativa entre o sexo da criança e a
mortalidade infantil em nenhuma das cinco cidades estudadas nem na análise por
componente. Resultados semelhantes foram encontrados por Martins e Velásquez-Meléndez
(1999), Porém em São Luís-MA o sexo masculino (RR=1,79) foi considerado fator de risco,
havendo uma maior ocorrência de óbitos entre os recém nascidos do sexo masculino
(RIBEIRO et al. 2004).
O baixo peso ao nascer demonstrou forte associação com as mortes em menores de um ano
em todas as análises realizadas, permanecendo no modelo final de determinação da
mortalidade infantil das cinco cidades estudas e nos dois componentes.
A associação entre o baixo peso ao nascer e a mortalidade de menores de um ano,
semelhantemente ao encontrado neste estudo, é bastante divulgada na literatura científica. Os
estudos relatam que tanto para a mortalidade neonatal como pós-neonatal, o baixo peso ao
nascer é o fator individual mais fortemente associado ao óbito infantil, mesmo mesmo
controlando todas as outras variáveis. Associando-se a nascimentos prematuros e/ou retardo
do crescimento intra-uterino, situações decorrentes de problemas de saúde materna,
destacando-se a hipertensão arterial, de assistência ao pré-natal e condições econômicas
desfavoráveis (MARTINS; VELÁSQUEZ-MELÉNDEZ,1999; MORAIS NETO; BARROS,
2000; SHIMAKURA et al. 2001, SILVA et al. 2006; RIBEIRO et al. 2004; AQUINO et al.
2007; JOBIN; AERTS, 2008; NASCIMENTO et al. 2008; RIBEIRO et al. 2009).
No que se refere à duração da gestação os resultados do estudo apontam para uma forte
associação entre prematuridade (duração da gestação inferior a 37 semanas) e a mortalidade
infantil. Essa variável esteve presente no modelo final de risco em quatro cidades estudadas, e
nos componentes neonatal e pós-neonatal, à exceção apenas de Porto Alegre. Em Guarulhos a
prematuridade representou uma razão de exposição 6,15 vezes maior entre o grupo de casos
em relação aos controles. Expressivos também foram os valores das odds ratio ajustadas para
as cidades de Goiânia, Belém e Recife (OR ajustada= 5,95; 5,69 e 2,02 respectivamente).
186
Segundo Wise (1999), muitos dos fatores que concorrem para os partos prematuros são
originados na mudança do estilo de vida nas últimas décadas, tais como o uso de álcool e
fumo, estresse social e ocupacional, nutrição inadequada e outras condições em que as
intervenções para uma gestação saudável deveriam ocorrer bem antes da concepção.
A raça/cor da criança só se caracterizou como fator de risco para a mortalidade infantil na
cidade de Recife e no componente neonatal, onde as crianças negras e pardas apresentaram
uma maior razão de exposição em relação às crianças brancas, com odds ratio ajustada no
modelo final de 1,64 em Recife e 1,71 no componente neonatal, o que parece estar
relacionado às questões de cunho social e econômico.
A paridade materna, apesar de ser descrita como fator determinante para a morbimortalidade
infantil e estar associada ao nível socioeconômico da família (ALMEIDA et al. 2004), não
apresentou nesse estudo diferenças significativas entre as primíparas e o grupo de multíparas.
O número de filhos nascidos vivos não esteve associado à mortalidade infantil em nenhumas
das cidades estudadas nem nos componentes neonatal e pós-neonatal. Porém mais de dois
filhos nascidos mortos constituiu-se como fator de risco para as mortes em menores de um
ano na cidade de Porto Alegre (OR ajustada=2,67). No componente neonatal um filho nascido
morto representou um risco 2,27 vezes maior entre o grupo de casos. Os trabalhos de Ribeiro
et al (2004) e Jobim e Aerts (2008) corroboram com os achados deste estudo, identificando
um maior risco relativo para as mães com pelo menos um natimorto prévio.
A presença de malformações congênitas configurou-se como fator de risco fortemente
associado à mortalidade infantil nas cidades de Porto Alegre, Goiânia e Recife com valores
das odds ratio ajustadas de 24,12; 11,45 e 5,44 respectivamente. Entre os componentes, essa
variável também esteve presente no modelo final de determinação da mortalidade, tanto no
período neonatal como no período pós-neonatal (OR ajustadas= 13,94 e 16,61). Vale destacar
que em Guarulhos a associação não pode ser analisada dado o baixo percentual de
completitude da variável (inferior a 70%).
No presente estudo, foram encontrados possíveis determinantes da mortalidade infantil, como
os fatores socioeconômicos, aqui representadas pela escolaridade materna, o estado civil da
mãe e a natureza do estabelecimento de nascimento da criança; condições da assistência à
gravidez, ao parto e ao recém-nascido, como o número de consultas de pré-natal e o índice de
apgar no 1º e 5º minuto; além dos fatores biológicos, com destaque para o baixo peso ao
nascer, a prematuridade e a presença de malformação congênita.
Ademais, os resultados demonstram que, embora se verifique um certo consenso entre os
fatores determinantes da mortalidade infantil entre as cidades analisadas, alguns diferenciais
187
podem ser constatados, especialmente a partir da compreensão dos diferentes perfis da
mortalidade infantil observados. Nas cidades do Norte e Nordeste, e no componente pós-
neonatal, é possível identificar a relevância dos fatores relacionados às condições
socioeconômicas, ao passo que no centro-sul do país essas associações tendem a ser menos
significativas.
Os modelos explicativos sobre os possíveis determinantes da mortalidade infantil vão ao
encontro da tese da importância de ações intersetoriais na busca de uma melhor condição de
saúde para as populações. Mesmo ficando claro o resultado dos esforços empreendidos pelo
setor saúde, é inquestionável a necessidade da parceria dos demais setores na construção de
uma sociedade mais equânime e saudável (BEZERRA FILHO et al. 2007).
A utilização da técnica de linakge foi de grande valia possibilitando resgatar na declaração de
nascido vivo as variáveis preditoras da mortalidade infantil, tornando viável a realização de
estudos analíticos longitudinais. Tendo como contribuição importante a utilização dos dados
oriundos nos sistemas de informação em saúde disponíveis no Brasil, reduzindo os custos na
realização além de demonstrar o potencial de aplicação dessa estratégia na vigilância do óbito
infantil nos serviços de saúde.
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190
Tabela 1: Standard Mortality Ratio (SMR) por cidade para o Coeficiente de Mortalidade Infantil
(CMI) no ano de 2005
Local Nº Óbitos Nº Nascidos Vivos CMI** SMR*** IC 95% p-valor
Brasil* 51.544 3.035.096 17,0 1,00 - -
Belém 472 23.544 20,0 1,18 1,08 – 1,29 <0,001
Recife 385 23.221 16,6 0,98 0,88 – 1,08 0,660
Guarulhos 316 21.489 14,7 0,87 0,78 – 0,97 0,012
Porto Alegre 244 18.944 12,9 0,76 0,67 – 0,86 <0,001
Goiânia 268 19.631 13,7 0,81 0,72 – 0,91 <0,001
* Brasil - Referência ** CMI – Coeficiente de Mortalidade Infantil calculado pelo método direto *** SMR – Standard Mortality Ratio
191
Tabela 2: Valores de odds ratio ajustada (ORadj) e significância (p-valor) obtidos mediante análise de regressão logística para associação entre os óbitos de menores de um ano e os fatores de risco para as cinco cidades estudadas. 2005
Variáveis do Modelo Final Belém Recife Guarulhos Porto Alegre Goiânia
ORadj p-valor ORadj p-valor ORadj p-valor ORadj p-valor ORadj p-valor
Dis
tal
Escolaridade da Mãe (em anos) 0,128 0,297
<4 1,98 0,059 2,14 0,120
4a7 1,36 0,190 1,10 0,710
8+ 1,00 - 1,00
Estado Civil da mãe
Casada 1,00 - 1,00 1,00
Solteira, separada, viúva 1,95 0,003 1,67 0,085 1,20 0,554
Natureza Hospital 0,769 0,184 0,078 0,159 0,914
Publico 1,20 0,500 0,90 0,100 2,30 <0,001 1,10 0,800 1,20 0,700
Privado SUS 1,00 1,000 1,30 0,400 1,20 0,700 1,80 0,200 1,10 0,800
Privado Não SUS 1,00 - 1,00 - 1,00 - 1,00 1,00
Inte
rmed
iári
o
Número de consultas 0,066 0,009 0,144 0,004 0,131
0a3 1,96 0,030 2,01 0,010 1,65 0,310 2,60 0,010 2,90 0,080
4a6 1,49 0,090 1,04 0,850 1,51 0,050 1,04 0,890 0,79 0,540
7e+ 1,00 - 1,00 - 1,00 1,00 1,00
Apgar 1° min 0,004 <0,001 0,732 <0,001 <0,001
0a3 5,25 <0,001 7,34 <0,001 0,91 0,890 3,98 0,010 34,73 <0,001
4a7 1,91 0,040 2,94 <0,001 1,24 0,500 2,81 <0,001 2,63 <0,001
8a10 1,00 - 1,00 - 1,00 1,00 1,00
Apgar 5° min 0,009 0,025 <0,001 0,012 0,055
0a3 7,10 0,090 6,11 0,020 31,69 <0,001 17,69 0,020 6,24 0,280
4a7 3,60 0,010 2,35 0,030 8,73 <0,001 2,99 0,020 3,14 0,030
8a10 1,00 - 1,00 - 1,00 1,00 1,00
Pro
xim
al
Tipo de gravidez
Múltipla 9,85 0,002
Única 1,00
Peso ao nascer
<2500 2,34 0,004 4,82 <0,001 3,06 0,003 6,95 <0,001 2,53 0,028
2500e+ 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00
Duração da gestação
<37 5,69 <0,001 2,02 0,014 6,15 <0,001 5,95 <0,001
37+ 1,00 1,00 1,00 1,00
Raça/Cor
Branca 1,00
Parda, Preta 1,64 0,023
Paridade (Filhos nascidos mortos) 0,096
0 1,00
1 2,13 0,139
2+ 2,67 <0,001
Malformação congênita
Sim 5,44 0,002 24,12 <0,001 11,45 0,002
Não 1,00 1,00 1,00
192
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193
ANEXO A – Parecer do comitê de ética
194
ANEXO B – Termo de responsabilidade
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