Diferenciais raciais nos perfis e indicadores de mortalidade
materna para o Brasil
∗Alaerte Leandro Martins♣ Palavras-chave: mortalidade materna; mulheres negras
Resumo
O estudo da mortalidade materna tem desafios que superam análises individuais de cada caso e remetem a uma dimensão maior que é a população, suas questões de vida, saúde e doença, numa sociedade onde a igualdade de gênero, raça/etnia e direitos reprodutivos ainda não são consenso. OBJETIVO: avaliar a mortalidade materna das mulheres negras no Brasil. METODOLOGIA: é um estudo observacional de óbitos maternos ocorridos (1) nas capitais brasileiras no primeiro semestre de 2002, (2) no município de São Paulo, entre 1999-2001; (3) em Alagoinhas, Feira de Santana e Salvador - Bahia, entre os anos de 2002 e (4) no Estado do Paraná entre 2000-2002. RESULTADOS: apesar das dificuldades identificadas no estudo como a sub-notificação de óbitos maternos e de raça e elevado número de nascidos vivos de raça ignorada, encontrou-se diferencial na mortalidade materna das mulheres negras, especialmente as pretas que apresentaram o maior percentual de correção dos óbitos maternos, 44,4%; solteiras, 61,19%; óbitos tardios, 64,7% e os maiores coeficientes de mortalidade materna: 562,35/100 mil nascidos vivos em São Paulo, 407,05 no Paraná e 197,77 na Bahia. Para as Capitais as pretas ficaram com 227,60, brancas, 48,73, negras 72,61 e as pardas 65,07/100 mil nascidos vivos, com risco relativo para as pretas variando de 2,3 a 8,2. CONCLUSÕES: os dados confirmam os diferenciais raciais na mortalidade materna no Brasil. É preciso o treinamento e sensibilização dos profissionais de saúde sobre a importância da atenção, registro e análise dos dados pessoais e sobre raça/cor/etnia. Raça está relacionada a fatores sócio-econômicos e culturais e principalmente de acesso e qualidade dos serviços de saúde, que elevam o risco de morte materna para mulheres negras.
∗ “Trabalho apresentado no XIV Encontro Nacional de Estudos Populacionais, ABEP, realizado em Caxambú –
MG – Brasil, de 20 – 24 de setembro de 2004”; Pesquisa do Componente Saúde do Programa de Combate ao Racismo Institucional no Brasil, do Departamento de Desenvolvimento Internacional do Governo do Reino Unido (DFID/UK), subprojeto: "Situação de Saúde da População Negra Brasileira e Recomendações para Políticas, Ações e Programas".
♣ Enfermeira da Secretaria de Saúde do Estado do Paraná - SESA/ISEP, Profª Adjunta da Faculdade Evangélica
do Paraná - FEPAR. Membro e ex-Presidente do Comitê Estadual de Prevenção da Mortalidade Materna do Paraná. alaerteleandro@terra.com.br
Diferenciais raciais nos perfis e indicadores de mortalidade
materna para o Brasil
∗Alaerte Leandro Martins♣
1 introdução
O estudo da mortalidade materna tem desafios, na atualidade, que superam análises individuais de cada caso e remetem a uma dimensão maior que é a população, suas questões de vida, saúde e doença, numa sociedade onde a igualdade de gênero e direitos reprodutivos ainda não são consenso.
Tema essencial da saúde reprodutiva, esse desafio está em correlacioná-la com as questões econômicas e sociais e a influência no desenvolvimento do todo que é a humanidade, onde explicitamente ou não as políticas populacionais colocam se frente a frente com realidades diversas; fome e miséria no terceiro mundo, clonagem de seres humanos e novas tecnologias reprodutivas conceptivas e contraceptivas, para servir a alguns poucos.
Considerando a abrangência das questões econômicas e sociais e sua influência na mortalidade materna, é consenso que a maioria das mulheres que falecem tem menor renda e escolaridade. Por exemplo, no estudo feito pelo Comitê Estadual de Morte Materna do Paraná “observou-se que os óbitos ocorrem em mulheres com renda de 1 a 4 salários mínimos (52,5% dos casos) e entre aquelas que tinham de 1 a 4 anos de estudo (86,78% dos casos)” (CEPMM-PR, 1992).
Juntamente com as questões sócio-econômicas e demográficas emerge a questão racial, com uma análise difícil de ser realizada decorrente da conceituação e classificação de raça/etnia, onde várias tendências se colocam: por cor, por ascendência, por estrato social e há até quem acredite que não deva existir classificação, mas certamente com quaisquer que sejam, os dados parecem evidenciar que as minorias étnicas vivem em piores condições sócio-econômicas.
vivemos e realizamos um trabalho epidemiológico encurralados em um mundo findado na iniquidade e na agressão, na lei implacável dos poderosos observamos, além disso, com calafrios, o avanço avassalador de uma ‘narcoburguesia’ que domina os espaços por meio da violência ... o ressurgimento de velhas teses científicas racistas a respeito da iniquidade ... que já não são apenas patrimônio de seitas ultra nacionalistas. Desdobram-se em recentes obras científicas ... em que a explicação da desigualdade reduz-se, sob modelos matemáticos formais, à presença de condições genéticas
∗ “Trabalho apresentado no XIV Encontro Nacional de Estudos Populacionais, ABEP, realizado em Caxambú –
MG – Brasil, de 20 – 24 de setembro de 2004”; Pesquisa do Componente Saúde do Programa de Combate ao Racismo Institucional no Brasil, do Departamento de Desenvolvimento Internacional do Governo do Reino Unido (DFID/UK), subprojeto: "Situação de Saúde da População Negra Brasileira e Recomendações para Políticas, Ações e Programas".
♣ Enfermeira da Secretaria de Saúde do Estado do Paraná - SESA/ISEP, Profª Adjunta da Faculdade Evangélica
do Paraná - FEPAR. Membro e ex-Presidente do Comitê Estadual de Prevenção da Mortalidade Materna do Paraná. alaerteleandro@terra.com.br
supostamente estáveis e pouco modificadas pelos processos do contexto. Esse material genético explicaria per se a desigualdade entre um segmento da sociedade branca opulenta, inteligente e empreendedora, e esse outro segmento de grupos de hispânicos e negros, radicados no fundo da sociedade, substancialmente menos inteligentes, drogados e delinquentes (BREILH, 1997, p. ).
Atrash et al (1995) afirmam que ser membro de uma minoria étnica em si mesmo não explica a razão desta disparidade porém, é importante ter esta informação quando se faz prevenção, é o que mostra o quadro I, evidenciando o maior risco para as minorias.
QUADRO 01- COMPARAÇÃO DO RISCO RELATIVO DE MORTE MATERNA EM MINORIAS ÉTNICAS ENTRE VÁRIOS TRABALHOS. CIRCA 1993.
Autor, ano do artigo
País Minoria Número de
nascimentos (em milhares) Risco relativo (95% limite de confiança) Kochanek, 1994 Estados Unidos Negras 684 4,3
Hatton, 1994 França “não francesas” 976 2,2 (1,9-2,6)
Wittman, 1988 Canadá Índias americanas Não disponível “em excesso”
CEMD, 1993 Austrália Aborígines Não disponível 10,0
CEMD, 1990 Reino Unido Asiáticas, afro-caribenhas
Não disponível “em excesso” Bennebroeck,
1994
Holanda “não-holandesas” 126 2,6 (1,8-3,9)
Leiberman, 1993 Israel Beduínas 47 2,1 (0,7-6,3)
Welsch, 1994 Bavária Não-germânicas 95 3,7 (2,5-5,4)
Fonte: ATRASH et al (1995)
Este número vem sendo confirmado pelo Center for Disease Control and Prevention (CDC), que publicou em 1995 diminuição dos coeficientes de 319,8/100 mil nascidos vivos (n.v.), para 5,7 entre as mulheres brancas e 781,7 por 100 mil n.v., para 18,6 entre as mulheres negras, no período de 1940 a 1990; uma razão 2 a 4 vezes maior para mulheres negras, referindo a elevada taxa das mulheres negras devido ao grande número de gravidez com morbidade, dificuldade de acesso e uso dos serviços de saúde e qualidade da assistência prestada, ou cuidados recebidos.
Atrash et al (1990), em estudo sobre a mortalidade materna nos EUA de 79 a 86 reforçam que “... as taxas de mortalidade materna aumentaram com a idade e são mais altas para as mulheres negras e de outras minorias raciais que para as brancas, para todos os grupos de idade ... sendo que entre os anos 74 a 78, foi 3-4 vezes maior e de 79 a 86, ligeiramente mais baixo, igual ou ao redor de 3 vezes. O decréscimo foi de 7,1 em 1979, para 5,1 por 100.000 n.v., em 1986 para as mulheres brancas e de 27,2 em 79, para 16,6 por 100.000 n.v., em 1986 para as mulheres negras e outras raças; taxa de risco que variou de 2,5 a 3,8.”
Já para o período de 1987 a 1990, aumentou de 7,2 em 1987, para 10,0/100 mil n.v., em 1990. Este aumento ocorreu em mulheres de todas as raças, seja pela idade materna, número de filhos, falta de pré-natal e mulheres solteiras; certos grupos de mulheres continuam tendo o maior risco para a mortalidade materna. As mulheres negras e as de idade mais avançada que tinham o maior risco há 50 anos atrás continuam com o maior risco hoje. “Para as mulheres negras era, em 87, 3,4 vezes maior o risco de óbitos maternos e em 90 foi para 4,1 vezes maior. Para as mulheres de outros grupos raciais, o risco é aproximadamente 60% a mais que para as mulheres brancas” (BERG et al, 1996).
No Brasil, cita o CEPMM-PR (1997) “... dos 106 casos em que foi registrada essa informação, 29% eram da raça negra, 67% branca e 3,8% da raça amarela”, e sofreu pequena alteração no triênio 94-96: “dos óbitos em que se obteve o dado sobre raça, 78,3% eram mulheres de raça branca seguida da negra (preta e parda), com 20,8% (67 óbitos) e 0,9% da raça amarela ... ressaltar que este dado ainda possui 33% de não preenchimento, dificultando análises mais profundas, e o cruzamento com as demais variáveis.”
O primeiro trabalho nacional conhecido com a indicação de raça e óbitos maternos, ocorridos em 1997 no Rio Grande do Norte, Mato Grosso e Pará, de Tanaka & Mitsuiki (1999), cita que prevaleceu a cor branca com 28,5% dos óbitos. “Porém, ao se considerar as cores parda, morena e morena clara como sendo uma só, estas somarão 51,5% dos óbitos. Não houve nenhum óbito que a falecida fosse considerada de cor preta.”
Relativamente o oposto do Paraná, haja vista a própria distribuição demográfica de raças no Brasil, sendo os estados do sul conhecidos pela colonização principalmente européia, observamos adiante que as autoras citam a situação no Estado do Pará, “excluindo-se aquelas sem esta informação, todas foram consideradas pardas (morena e morena clara – 62,5%).”
Martins (2000) refere que no Estado do Paraná, no período de 1993 a 1998, ocorreram 956 casos de óbitos de mulheres de 10 a 49 anos por causa materna numa média anual de 160 óbitos. A maioria dos óbitos ocorreu entre as mulheres da raça branca (53,4%). A raça negra totalizou 17,9% onde inclui-se as pardas e as pretas e, a raça amarela 1,4%. Infelizmente, o número de casos ignorado foi muito elevado (27,4%), impedindo uma melhor análise, entretanto, utilizando o Censo IBGE (1991), ao comparar a distribuição da população feminina e o número de mortes maternas por raça, para 1993, observou-se que o risco relativo de morte destas mulheres foi 7,4 vezes maiores nas pretas e 5 vezes maiores entre as amarelas quando comparadas com as brancas.
Dos óbitos maternos identificados por raça 17,9% ocorreram entre as mulheres negras e estas correspondiam a 21,8% do total de mulheres do Paraná, em 1991. Dentre a população de mulheres negras apenas 2,2% delas eram pretas porém, 8,2% dos óbitos maternos foram destas. As mulheres de raça amarela apresentaram melhores características sócio-econômica-demográficas do que as brancas e as pretas as piores porém, o risco de morte de ambas foi muito elevado, sugerindo que deve existir relação entre raça, doença, condições de vida e mortalidade materna necessitando com isto maior aprofundamento no tema.
Com a finalidade de fazer uma abordagem da questão de raça e mortalidade materna e a pedido do Componente Saúde do Programa de Combate ao Racismo Institucional no Brasil, do Departamento de Desenvolvimento Internacional do Governo do Reino Unido (DFID/UK), no subprojeto: "Situação de Saúde da População Negra Brasileira e
Recomendações para Políticas, Ações e Programas", na seção diferenciais raciais nos perfis
e indicadores de mortalidade materna para o Brasil é que o presente estudo foi realizado.
2 Objetivos
Geral: Avaliar a mortalidade materna das mulheres negras no Brasil. Específicos:
• Identificar diferenciais raciais nos perfis, indicadores e razão de mortalidade materna entre mulheres de 10 a 49 anos no Brasil;
• Identificar os fatores que contribuem para o aumento ou diminuição da vulnerabilidade de mulheres negras e não negras à morte durante a gravidez, no momento do parto ou no puerpério.
3 Material e Métodos
3.1 Desenho do estudo:
Considerando a exigüidade de tempo o estudo foi desenhado a partir de informações já existentes de 3 (três) Comitês de Estudos de Morte Materna e uma investigação sobre morte de mulheres de 10 a 49 anos das capitais brasileiras. O resultado é um estudo observacional cujas fontes de óbitos maternos são:
1- ocorridos nas capitais brasileiras em meses do primeiro semestre de 2002, dos dados coletados no "Estudo da mortalidade de mulheres de 10 a 49 anos no Brasil", Laurenti et al (2002), totalizando 115 casos, cuja identificação de raça/cor é a das próprias Declarações de Óbito – DO. As capitais de Natal e Porto Velho não participaram do estudo. Esta base foi denominada CAPITAIS;
2- ocorridos no município de São Paulo, nos anos de 1999 a 2001, base de dados do Comitê Municipal de Prevenção da Mortalidade Materna, totalizando 390 óbitos, pois o Comitê investiga raça desde 1993. Os dados oriundos desta base foram denominados de base SÃO PAULO;
3- ocorridos nas cidades de Alagoinhas, Feira de Santana e Salvador, do Estado da Bahia, entre 2000 a 2002, totalizando 84 óbitos, investigação de raça/cor realizada pelos respectivos Comitês e Secretaria Municipal de Saúde. Base denominada BAHIA;
4- ocorridos no Estado do Paraná entre 2000 a 2002, totalizando 360 casos; banco de dados do Comitê Estadual de Prevenção da Mortalidade Materna, pois este também investiga raça desde 1993. Base denominada de PARANÁ.
3.2 Bases de dados:
As bases de dados para o estudo foram obtidas durante os meses de novembro e dezembro de 2003 e janeiro de 2004, conforme a especificidade de cada local. No estudo 01- CAPITAIS, a coleta foi através de cópias dos impressos: DO e questionário 1. No estudo 02– SÃO PAULO a coleta foi em meio magnético, programa Database. No estudo 03– BAHIA, foram coletados dados das Secretarias Municipais de Saúde e respectivos Comitês de Mortalidade Materna e no estudo 04– PARANÁ, em meio magnético no programa Access.
Como as fontes de dados são diferentes e para facilitar a avaliação e comparação dos mesmos, todos os dados foram coletados seguindo os roteiros, questionário 2, para os estudos CAPITAIS e SÃO PAULO, dados das DO e causa básica corrigida, questionário 3, para BAHIA e PARANÁ, com dados investigados de raça além de outras variáveis.
3.3 Variáveis estudadas:
Dada a especificidade do estudo foram selecionadas cinco variáveis básicas:
RAÇA: A classificação de raça é a identificação da cor: amarela, branca, parda, preta e indígena, a mesma adotada pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE). Em todos os quadros e tabelas a informação de mulheres negras é definida como a somatória da parda e preta.
RENDA: Com a dificuldade hoje existente de trabalhar classe e condição social nos estudos epidemiológicos e ciente de que óbitos maternos ocorrem em mulheres de baixa renda, assalariadas ou não, categorizou-se renda em: menor de um salário mínimo, um, um a dois e acima de três salários mínimos.
ESCOLARIDADE: Foi agrupada em nenhuma para analfabetas ou sem escolaridade, 1 a 3 anos de estudo, 4 a 7 anos, 8 a 11 anos e acima de 12 anos de estudo, como nas DO.
IDADE: A idade foi agrupada em menor de 20 anos, 20 a 29, 30 a 34, 35 a 39 e acima de 39 anos.
CAUSA BÁSICA: Na tentativa de responder, em parte, sobre morbidade materna, incluímos causa básica corrigida do óbito como uma das variáveis a serem analisadas, no formato padrão: todas as diretas, as indiretas e as tardias. Tendo em vista literatura referir maiores condições geneticamente determinadas para mulheres negras para desenvolver hipertensão arterial, diabetes mellitus e anemia falciforme que outras raças e sendo estas patologias possíveis causas de morte materna, foram consideradas também.
DEMAIS VARIÁVEIS: Para contribuir na análise foram utilizadas ainda neste estudo as seguintes variáveis: ocupação, número de gestações, número de consultas de pré-natal, tipo de parto, condições do recém nascido, tipo de óbito (se declarado ou não declarado), entre outras, dependendo de cada base de dados.
3.4 Organização e tratamento dos dados:
Os resultados dos quatro diferentes estudos foram analisados separadamente conforme cada especificidade: manualmente e no programa Epi-Info e Access; após todas as bases foram unificadas no programa Access e calculadas freqüências simples, razão de mortalidade materna e risco relativo.
Utilizou-se o termo Razão de Mortalidade Materna – RMM e não taxa ou coeficiente, uma vez que relaciona as mortes maternas ao número de nascidos vivos e não ao número de gestantes, o qual não é possível obter.
Com o objetivo de evitar a subenumeração dos óbitos maternos foram selecionadas as quatro bases de dados referidas no desenho do estudo acreditando que devem conter todos os óbitos maternos no período e região estudada, entretanto, há subinformação dos óbitos por raça principalmente nas bases das Capitais e Bahia, onde a identificação da raça/cor é a própria das DO. Para a organização da base Bahia, a equipe local revisou um a um os óbitos com os Comitês e Secretarias locais e um percentual foi investigado.
Para o cálculo da RMM utilizou-se como denominador os nascidos vivos do Sistema de Informações de Nascidos Vivos (SINASC), com a variável raça/cor obtidos, para a base Capitais, dos Serviços de Informação e/ou Vigilância Epidemiológica das Secretarias Municipais de Saúde (exceto Belo Horizonte e Macapá) e do Ministério da Saúde. Foi calculada RMM com as duas fontes de nascidos vivos, sendo identificada no texto como NV/SMS e NV/MS.
Os nascidos vivos de São Paulo e Bahia estão disponíveis nas respectivas páginas eletrônicas, das Secretarias Municipal e Estadual, TABNET. Para a base Paraná os dados são do Centro de Informações e Diagnóstico em Saúde (CIDS), da Secretaria Estadual de Saúde; para esta base calculamos a RMM também corrigindo o número de nascidos vivos utilizando o percentual de mulheres em idade fértil do Censo IBGE 2000.
Para o cálculo do risco relativo utilizou-se a metodologia de ATRASH et al (1995) que é dada pela razão do produto cruzado entre óbito e o número de mulheres da raça branca por óbito e número de mulheres de cada raça, ou a razão entre a minoria da população dividida
pela maioria da população local. Exceto para a base Bahia, estado no qual os nascidos vivos negros totalizam 69,17%, foi definida raça branca como denominador considerando-se que são 53,84% da população de mulheres em idade fértil no Brasil, segundo Censo IBGE 2000.
3.5 Aspectos éticos:
Foi dada entrada nos Comitês de Ética em Pesquisa, do Estado da Bahia, Paraná e cidade de São Paulo, para aprovação dos protocolos de pesquisa, conforme Resolução 196/96, do Conselho Nacional de Saúde. Todos são bases de dados já existentes e não foi trabalhado com identificação individual.
3.6 Recursos:
Pesquisa implementada numa parceria do Departamento de Desenvolvimento Internacional do Governo do Reino Unido (DFID/UK), Ministério da Saúde/Fundação Nacional de Saúde (MS/FUNASA), Banco Mundial e Organização Panamericana de Saúde (OPAS). Para o desenvolvimento da pesquisa, além da coordenação, contamos com serviços de equipe no Paraná e na Bahia, totalizando nove pessoas.
4 Apresentação e análise dos resultados
4.1 Óbitos maternos e raça
Segundo Laurenti (1998), “... faltam dados e uma assistência digna ... difícil será combater alguma coisa sem o diagnóstico exato da situação. No caso da mortalidade materna no Brasil, sabe-se que é alta. Mas quanto, exatamente? Está realmente declinando, como querem alguns? Sem informações corretas, os dados podem ser utilizados politicamente da maneira que melhor satisfaça ao interessado: está diminuindo, está aumentando, ou permanece estável!”
Vários estudos recentes estimam a mortalidade materna no Brasil, dentre eles Tanaka & Mitsuiki (1999), Victora (2001), Laurenti et al (2002) e Volochko (2003). Tanaka & Mitsuiki (1999), encontraram Fator de Correção 2, ou seja, para cada óbito materno somar um não declarado. Victora (2001) após a revisão de literatura brasileira de métodos de cálculos de coeficientes, realizou estimativa para o período de 1995-97, chegando a uma RMM de 147/100 mil n.v. e conclui que ”... juntando todas as fontes mais confiáveis, os níveis da RMM no Brasil parecem haver estado ao redor de 150-200 na década de 1990”. Volochko (2003) encontrou coeficiente de mortalidade materna para o país de 66,08/100 mil n.v. em 1980 a 64,85 em 1998.
“Estudo patrocinado pelo Ministério da Saúde, com interveniência da Organização Panamericana de Saúde, e levado a efeito pela Faculdade de Saúde Pública da USP,” Laurenti et al (2002), estimou o Fator de Correção de 1,67 para a mortalidade materna para o país, com um aumento em 67% do número de óbitos.
Todos estes estudos vem resultando em ações desenvolvidas pelo Estado, sendo a proposta mais recente, lançada em 08 de março de 2004, o “Pacto Nacional pela Redução da Mortalidade Materna e Neonatal”, envolvendo: Ministério da Saúde, gestores(as), instituições e profissionais de saúde, organizações de classe da área de saúde e organizações feministas e de saúde, cita Oliveira (2004).
O desafio agora é a estimativa por raça. Além dos citados na introdução, são raros os estudos que fazem referência à mortalidade materna e raça/cor no Brasil, por outro lado vários
estudos na década de 90 e mais recentemente, como Heringer (2002) e Sant’Anna (2003), apontam a precariedade das condições de vida e saúde da população negra brasileira e em especial das mulheres negras.
Enfocando inicialmente a situação de saúde da população negra principalmente por condições geneticamente determinadas, os estudos discutem hoje questões como equidade na assistência e o acesso e, porque não dizer, a própria discriminação existente nos serviços de saúde, como citado por Perpétuo:
... a existência de discriminação racial no acesso às ações estaria associado de forma independente à cor da pele ou seria reflexo de sua pobreza, ... assim com uma análise multivariada com modelo de regressão logística, concluíndo que essa influência (da variável cor), apenas desaparece quando controlada pela classe social que, como visto, é um indicador do poder aquisitivo. Entretanto, este achado não permite afastar a existência de discriminação racial no acesso ... pode se argumentar que o poder aquisitivo, talvez mais que outras características socioeconômicas ... estaria captando esta mesma discriminação (PERPÉTUO, 2000).
Na mesma linha, Batista (2002) refere que “a morte materna está no grupo das doenças que afetam a população negra: cuja evolução é agravada ou o tratamento é dificultado pela falta de acesso aos serviços de saúde ou má qualidade da atenção”.
Um dado mais incisivo da discriminação racial na assistência, é a pesquisa da Fundação Oswaldo Cruz e a Prefeitura do Rio de Janeiro, quando constataram que hospitais, públicos e particulares, tratam diferenciadamente as gestantes brancas e as negras:
Um dos dados do estudo que mais impressionaram os pesquisadores foi o da anestesia no parto normal. O estudo apontou que até nesse aspecto as mulheres negras sofreram preconceito: 11,1% delas não receberam anestésico, pouco mais do que o dobro do percentual das brancas que não foram anestesiadas (5,1%), (FOLHA DE SÃO PAULO, 2002).
Estes estudos têm resultado, dentre outros, na realização em alguns locais de Conferências de Saúde da População Negra, na impressão pelo Ministério de Saúde do “Manual de Doenças mais importantes por Razões Étnicas, na População Brasileira afro-descendente”, em 2001 e pelo PNUD/OPAS/DFID, entre outras agências, da “Política Nacional de Saúde da População Negra – Uma Questão de Equidade, Subsídios para o Debate”, em 2002.
É necessário registrar também a criação da Secretaria Especial de Políticas de Promoção da Igualdade Racial – SEPPIR, com status de Ministério, criada pelo atual governo, que junto com o Ministério da Saúde está inserindo o recorte racial no Plano Nacional de Saúde, em processo de elaboração e, para tanto, com o “I Seminário Nacional de Saúde da População Negra”, agendado para junho de 2004.
A perspectiva é maior atenção à saúde da população negra brasileira, conforme os “campos de ação: diretrizes para a efetividade dos direitos sexuais e reprodutivos, onde a saúde deve ser considerada na perspectiva de gênero, criança e do adolescente, raça e etnia, pessoas portadoras de deficiência, com HIV/Aids e privadas de liberdade”, o que é apontado por Ventura et al (2003).
TABELA 01 - TOTAL DE ÓBITOS MATERNOS* E PERCENTUAL, SEGUNDO RAÇA E BASE ESTUDADA, 1999 A 2002. BRANCA Nº % Nº % NEGRA Nº % PARDA PRETA Nº % IGNORADA Nº % Nº % TOTAL CAPITAIS 31 26,96 67 58,26 58 50,43 09 7,8 17 14,78 115 100 BAHIA 9 10,71 58 69,05 42 50,0 16 19,05 17 20,24 84 100 PARANÁ** 250 69,4 76 21,1 54 15,0 22 6,1 33 9,2 360 100 SÃO PAULO** 212 54,36 155 39,74 119 30,51 36 9,23 21 5,38 390 100 TOTAL*** 502 52,90 356 37,51 273 28,77 83 8,75 88 9,27 949 100
Fonte: Capitais, Laurenti et al 2002; 03 cidades da Bahia, 2000 a 2002; Estado do Paraná, 2000 a 2002 e cidade de São Paulo, 1999 a 2001.
Nota: *incluídos os óbitos tardios; **01 mulher amarela no Paraná e 02 em São Paulo, respectivamente 0,3% e 0,51%; *** há supernumeração de 12 óbitos em Salvador e 01 em Curitiba, computados na base Capitais, Bahia e Paraná; não foi identificada nenhuma mulher indígena no estudo.
A seguir são apresentados os resultados das quatro bases de dados estudadas. Na tabela 01 o total de óbitos do estudo. Sobre os óbitos com raça ignorada ressaltamos que as bases do PARANÁ e SÃO PAULO foram fornecidas pelos respectivos Comitês de Mortalidade Materna, com investigação de raça e para CAPITAIS e BAHIA as informações são das declarações de óbito, com algumas investigações dos Comitês da Bahia.
Na distribuição dos óbitos maternos do estudo de Laurenti et al (2002), base CAPITAIS, analisados por raça, observa-se na tabela 02 que todas tiveram uma correção de pelo menos 32,2% dos óbitos, que é o caso das brancas, o que evidencia um dos primeiros problemas da mortalidade materna que é a subnotificação. As negras tiveram uma correção de 37,31%, sendo que as pretas 44,4%.
TABELA 02 – DISTRIBUIÇÃO DOS ÓBITOS COM CAUSA MATERNA DECLARADA E NÃO DECLARADA SEGUNDO RAÇA, CAPITAIS BRASILEIRAS, 2002.
CM DECLARADA
Nº % CM NÃO DECLARADA Nº % Nº % TOTAL BRANCA 21 67,7 10 32,2 31 100 NEGRA PARDA PRETA 42 62,69 37 63,80 5 55,5 25 37,31 21 36,21 4 44,4 67 100 58 100 9 100 IGNORADA 6 35,29 11 64,70 17 100 TOTAL 69 60,0 46 40,0 115 100 Fonte: Laurenti et al (2002).
Nota: não foi identificada nenhuma mulher de raça/cor amarela e indígena no estudo.
Uma das grandes contribuições do estudo de Laurenti et al, além do fator de correção nacional é a possibilidade de ser calculada razão de morte materna por raça, objetivo deste estudo. Na tabela 03 observamos as razões de mortalidade materna (RMM) que evidenciam a diferença do cálculo para todas as mulheres e para cada raça especificamente.
Com os óbitos maternos já investigados, o desafio foi conseguir o denominador, número de nascidos vivos. Procuramos os dados diretamente com as Secretarias Municipais de Saúde (SMS), constantes na tabela 03. Evidenciamos a diversidade da forma de trabalho e entendimento dos Serviços de Vigilância Epidemiológica e/ou Informações em Saúde e dos profissionais de saúde no país.
Anotamos na tabela 03 que apenas 3 capitais tem o TABNET por mês e raça disponibilizado em suas páginas eletrônicas. Das demais, em algumas logo no primeiro contato por telefone ou endereço eletrônico disponível em suas páginas já conseguimos o dado; em outras houve maior dificuldade pois os contatos não estavam corretos, precisavam de autorização do Secretário para fornecer os dados, entre outros.
A importância dos nascidos vivos fornecidos pelas SMS é que o dado está mais atualizado, totalizando 174.621 nascidos vivos. Em seguida conseguimos as informações
também junto ao Ministério da Saúde (MS), a título de comparação, totalizando 165.408 nascidos vivos. Apesar do número menor no total e ocorrência de diferença mês a mês em algumas capitais, não foi significativa no cálculo da RMM, o total ficou em 65,86 e 69,52/100 mil n.v., respectivamente para nascidos vivos das SMS e MS, incluídos os óbitos tardios.
Sobre a consistência das informações sobre raça dos nascidos vivos, é elevada a diversidade no país. Visualiza-se na tabela 3 que o percentual de ignorados vai de 0 em Belém e Maceió a 39,12% em Salvador, 61,96% em Teresina e 85,28% em Aracaju.
Observa-se também que as únicas capitais onde os nascidos vivos das mulheres pretas são maiores que das pardas são Florianópolis e Porto Alegre. As maiores diferenças encontradas no cálculo com nascidos vivos SMS e MS foram de Belém: 51,99/100 mil n.v para 62.01, Salvador: de 106,22 para 118,99 e finalmente Fortaleza de 68,08 para 81,42 o que correspondem respectivamente a 10,02, 12,77 e 13,34 de diferença.
No cálculo com nascidos vivos MS repete-se Aracaju e Teresina com os maiores percentuais de nascidos vivos de raça ignorada, respectivamente 87,2, 52,3 e São Luís aparece com 45,7%. Tendo em vista estes percentuais separamos as capitais que apresentaram até 2% de nascidos vivos com raça ignorada, o que consideramos menor possibilidade de erro de informação e observamos que não apresentaram diferença significativa no cálculo da RMM total e, deve estar mais próximo da realidade. O total ficou em 61,33 e 62,54/100 mil n.v. respectivamente para SMS, com 15 capitais e MS, com 14 capitais. São aproximadamente 50% das capitais brasileiras, em torno de 63 mil nascimentos, porém, não constam principalmente as da região sudeste, que integram os demais 174 mil nascimentos.
TABELA 03 – DISTRIBUIÇÃO DOS ÓBITOS MATERNOS* – OM, NASCIDOS VIVOS – NV/SMS E RAZAO DE MORTALIDADE MATERNA - RMM POR 100 MIL NASCIDOS VIVOS SEGUNDO RAÇA, CAPITAIS BRASILEIRAS, 2002.
CAPITAIS BRANCA 0M – NV - RMM NEGRA OM – NV - RMM PARDA OM – NV - RMM PRETA OM – NV - RMM IGNORADA OM - %NV TOTAL OM NV** RMM ARACAJU 1 114 877,19 3 347 864,55 3 336 892,86 - 11 - - 85,28 04 3187 125,51 BELÉM 2 1933 103,47 2 5704 35,06 2 5674 35,24 - 30 - - - 04 7694 TAB 51,99 BELO HORIZONTE 1 2811 35,57 3 4739 63,30 3 4618 64,96 - 121 - - 20,3 04 8078 49,52 BOA VISTA 1 653 153,14 - 2271 - - 2270 - - 1 - 1 0,03 01 2947 33,93 BRASÍLIA 2 2935 68,14 7 4391 159,42 7 4253 164,59 - 138 - – 34,82 09 11349 79,30 CAMPO GRANDE - 2707 - - 606 - - 598 - - 8 - 1 - 01 3325 30,07 CUIABÁ - 1085 - 2 1954 102,35 2 1904 105,04 - 50 - – 0,93 02 3101 64,49 CURITIBA 1 6626 15,09 - 159 - - 146 - - 13 - - 0,15 01 6804 14,69 FLORIANÓPOLIS - 2269 - - 167 - - 46 - - 121 - 1 0,49 01 2439 41,00 FORTALEZA 1 1491 67,06 5 7245 69,01 5 7170 69,73 - 75 - 2 23,94 08 11751 TAB 68,08 GOIÂNIA 1 3037 32,92 - 760 - - 684 - - 76 - 1 20,99 02 5094 39,26 JOÃO PESSOA 1 1621 61,69 1 1235 80,97 1 1176 85,03 - 59 - - 0,63 02 2874 69,59 MACAPÁ 2 14 14285,71 3 4261 70,41 2 4252 47,04 1 9 11111,11 3 0,1 08 4289 186,52 MACEIÓ - 1663 - 1 2677 37,35 1 2660 37,59 - 17 - - - 01 4353 22,97 MANAUS - 1666 - 6 7549 79,48 6 7500 80,00 - 49 - – 1,84 06 9502 63,14 PALMAS - 701 - 1 1196 83,61 1 1174 85,18 - 22 - - 0,51 01 1954 51,18 PORTO ALEGRE 3 4063 73,84 2 1041 192,12 - 336 - 2 705 283,69 - 0,6 05 5146 97,16 RECIFE - 2384 - 4 3820 104,71 4 3702 108,04 - 118 - - 1,25 04 6310 63,40 RIO BRANCO - 11 - 1 3350 29,85 1 3335 29,98 - 15 - 1 1,33 02 3753 53,29 RIO DE JANEIRO 2 8973 22,29 5 5130 97,46 3 4390 68,34 2 740 270,27 – 9,6 07 15662 TSM 44,69 SALVADOR 1 365 273,97 7 6441 108,68 6 5765 104,08 1 676 147,93 4 39,12 12 11297 TAB 106,22 SÃO LUÍS - 588 - 8 1646 486,03 6 1602 374,53 2 44 4.545,45 1 47,85 09 4403 204,41 SÃO PAULO 11 13472 81,65 4 7134 56,07 3 6802 44,10 1 332 301,20 3 38,15 18 33556 TSM 53,64 TERESINA - 157 - 1 1162 86,05 1 1118 89,44 - 44 - - 61,96 01 3496 28,60 VITÓRIA 1 877 114,02 1 1364 73,31 1 1315 76,04 - 49 - - 0,62 02 2257 88,61 TOTAL 31 62.216 49,83 67 76.349 87,75 58 72.826 79,64 9 3.523 255,46 17 20,49 115 174621 65,86
Fonte: Óbitos maternos do estudo de Laurenti et al (2002); não foi identificado no estudo mulheres da raça/cor amarela e indígena; as capitais de Natal e Porto Velho não participaram do estudo, nascidos vivos do SINASC, exceto Belo Horizonte e Macapá que são do SINASC/CGIAE/SVS/MS, todas as demais são dos Serviços de Informação e/ou Vigilância Epidemiológica das Secretarias Municipais de Saúde.
Nota: * incluídos os tardios; ** inclui amarelas e indígenas; Risco relativo negras 1,8 (pardas 1,6 e pretas 5,1); TAB – SINASC disponível no site da Secretaria Municipal de Saúde; TSM – SINASC disponível no site mas não por mês e raça.
A seguir no gráfico 01, síntese das razões encontradas na tabela 03, cálculo da RMM com os nascidos vivos MS e RMM para capitais com nascidos vivos de raça ignorada até 2%, das SMS e MS, o que evidencia RMM para as mulheres negras, especialmente as pretas, sempre mais elevada independente da fonte do denominador utilizado.
GRÁFICO 01 - RAZÕES DE MORTALIDADE MATERNA POR 100 MIL NASCIDOS VIVOS, UTILIZANDO DIFERENTES FONTES DE NASCIDOS VIVOS, CAPITAIS
BRASILEIRAS, 2002 0 50 100 150 200 250 300
BRANCA NEGRA PARDA PRETA
RAÇA
RAZ
ÃO
NV/SMS NV/SMS - 2% NV/MS NV/MS - 2%
Fonte: Óbitos maternos do estudo de Laurenti et al (2002); nascidos vivos do SINASC.
Excluindo-se os óbitos tardios, apresentamos na tabela 04 o cálculo da RMM por regiões brasileiras. Observa-se que mantém as brancas com a menor RMM 48,73/100 mil n.v., seguidas das negras 72,61, sendo 65,07 para as pardas e 227,60 para as pretas. O total reduziu para 56,04/100 mil n.v. Observa-se que a RMM é maior na região nordeste, com 71,32/100 mil n.v. e menor na região sul 41,70; o total ficou em 56,04/100 mil n.v..
Traduzindo a razão em risco de morte materna, encontramos nesta base de dados que as negras apresentaram de 1,7 e 1,8, as pardas 1,5 e 1,6 e as pretas de 5,5 a 7,4 vezes maior risco de óbito em relação às mulheres brancas.
TABELA 04 - DISTRIBUIÇÃO DOS ÓBITOS MATERNOS*, NASCIDOS VIVOS** E RAZÃO DE MORTALIDADE MATERNA POR 100 MIL NASCIDOS VIVOS SEGUNDO RAÇA, REGIÕES BRASILEIRAS, 2002.
REGIÕES BRANCAS OM/NV RMM NEGRAS OM/NV RMM PARDAS OM/NV RMM PRETAS OM/NV RMM IGNORADAS
OM/NV TOTAL*** OM/NV RMM NORTE (100,44) 5/4978 11/24331 (45,21) 10/24205 (41,31) (793,65) 1/126 3/243 19/30139 (63,04) NORDESTE 4/8383 (47,71) 24/24573 (97,67) 22/23529 (93,50) 2/1044 (191,57) 6/14321 34/47671 (71,32) CENTROESTE 3/7057 (42,51) (112,60) 8/7105 (102,32) 8/6841 -/264 -/5225 11/19544 (56,28) SUDESTE 14/26133 (53,57) 10/18367 (54,44) 7/17125 (40,87) 3/1242 241,54 2/15953 26/59553 (43,66) SUL 3/12958 (23,15) (146.30) 2/1367 -/528 (238,38) 2/839 1/53 6/14389 (41,70) BRASIL 29/59.509 (48,73) 55/75.743 (72,61) 47/72.228 (65,07) (227,60) 8/3515 12/35795 96/171.296 (56,04)
Fonte: *Óbitos maternos do estudo de Laurenti et al (2002); excluídos os óbitos tardios; ** nascidos vivos do SINASC, não foi identificado no estudo mulheres da raça/cor amarela e indígena.
Em estudo sobre a mortalidade de 1999 para o estado de São Paulo, Batista (2002), identificou que a mortalidade materna é a segunda causa de morte entre as mulheres pretas. Ao analisar a totalidade dos óbitos (349), constatou que a mortalidade materna das pretas supera a das brancas em 5,6 vezes, com coeficiente de 212,80/100 mil n. v.. O Coeficiente para o estado foi 47,81/100 mil n.v. no ano analisado.
Segundo PMSP (2000), “Quanto à raça, em 5 (4,42%) casos não foi possível determinar a cor da falecida. A cor branca foi a mais freqüente (61 casos – 53,98%), seguida da parda (32 casos – 28,32%), da preta (14 casos – 12,39%) e 1 (0,88%) caso da raça amarela. Cabe aqui a ressalva de que nesta apuração foram obtidas informações das Declarações de Óbitos, Laudos de Necropsias, visitas hospitalares e domiciliares.” Em 1999 os percentuais foram muito próximos, sendo que as ignoradas totalizaram 7 casos – 5,51%.
Da base de dados do Comitê de SÃO PAULO, observa-se na tabela 05 que, para o triênio 1999-2001 as mulheres pretas apresentaram o maior RMM, atingindo 562,35/100 mil n.v., com risco relativo de 6,7. A razão total foi 56,15/100 mil n.v..
TABELA 05 – DISTRIBUIÇÃO DOS NASCIDOS VIVOS, ÓBITOS MATERNOS, RAZÃO DE MORTE MATERNA - RMM E RISCO RELATIVO, MUNICÍPIO DE SÃO PAULO, 1999 A 2001.
RAÇA NASCIDOS VIVOS
Nº % ÓBITOS MATERNOS Nº % ÓBITOS TARDIOS RMM/100 MIL NV RISCO RELATIVO AMARELA 2028 0,3 2 0,51 - 98,62 1,2 BRANCA 231130 37,5 212 54,36 19 83,50 1,0 NEGRA PARDA PRETA 100656 16,33 94610 15,35 6046 0,98 155 39,74 119 30,51 36 9,23 23 21 02 131,44 103,58 562,35 1,6 1,2 6,7 INDÍGENA 553 0,09 - - - - - IGNORADA 281786 45,73 21 5,38 02 - - TOTAL 616153 100 390 100 44 56,15 -
Fonte: Comitê Municipal de Prevenção da Mortalidade Materna e SINASC/TABNET/PMSP.
É elevado o percentual de nascidos vivos de raça ignorada no município, atingindo 45,73% no período, o que compromete avaliação desse resultado, entretanto, as mulheres pretas apresentam maior RMM em São Paulo também na base CAPITAIS, respectivamente 301,20 e 323,62/100 mil, com nascidos vivos da SMS e do MS, o que corresponde a risco relativo de 3,7 e 3,6.
Como contraponto aos dados do Paraná, onde segundo Censo do IBGE 2000 a população negra corresponde a 21,09%, sendo 18,25% pardos e 2,84% pretos, algumas cidades da Bahia foram escolhidas para o estudo, pelo estado contar, pela mesma fonte, com 73,16% de população negra (pardos 60,14% e pretos 13,02%).
Com os dados do TABNET Bahia, encontramos para Salvador, no período 2000 a 2002, com 65 óbitos maternos, uma RMM de 49,95/100 mil n.v., sendo 51,08 para as mulheres brancas, 50,51 para as negras e 176,01 para as pretas, o que resulta num risco de 3,5. Esse resultado é bem próximo da base CAPITAIS onde as pretas ficaram com 147,93 e 196,46 respectivamente para nascidos vivos da SMS e MS, com risco de 1,4 e 1,6.
Na tabela 6 são apresentados os resultados de Alagoinhas e Feira de Santana, que os dados são dos Comitês Municipais e de Salvador, além do Comitê, também da Secretaria Municipal e Estadual, tendo sido revisado um a um dos óbitos.
Evidencia-se que, mesmo com todas as incorreções, elevado percentual de nascidos vivos ignorados, atingindo 25,75% e indefinição da base de dados na Bahia, a RMM para as mulheres pretas é sempre maior, assim como calculando-se o risco relativo em relação às negras, maior população, estas ficaram com 3,7 no período 2000 a 2002, seguidas das mulheres brancas com 2,6.
TABELA 6 – DISTRIBUIÇÃO DOS NASCIDOS VIVOS, ÓBITOS MATERNOS, RAZÃO DE MORTE MATERNA - RMM E RISCO RELATIVO – RR, BAHIA, 2000 A 2002.
RAÇA NASCIDOS VIVOS
Nº % ÓBITOS MATERNOS Nº % RMM/100 MIL NV RR
AMARELA 856 0,54 - - - - BRANCA 6502 4,14 9 10,71 138,42 2,6 NEGRA PARDA PRETA 108723 69,17 100633 64,02 8090 5,15 58 69,04 42 50,0 16 19,05 53,35 41,73 197,77 1,0 0,8 3,7 INDÍGENA 636 0,40 - - - - IGNORADA 40474 25,75 17 20,24 42,00 0,8 TOTAL 157191 100 84 100 53,44 -
Fonte: Comitês Municipais de Morte Materna de Alagoinhas, Feira de Santana e Salvador; Nascidos vivos do SINASC/TABNET Bahia.
Assim como no município de São Paulo, no Estado do Paraná o quesito raça/cor dos óbitos maternos é investigado desde 1993. Para 2002 foram revisadas as fichas de investigação dos óbitos maternos e as com variáveis em branco, mas presentes nas DO (especialmente idade, raça e escolaridade), foram preenchidas. Ao mesmo tempo a Secretaria fez um trabalho com as Regionais de Saúde em relação aos nascidos vivos para melhorar o preenchimento da Declaração de Nascidos Vivos (DNV), base do SINASC, que deu resultado; é mínimo o número de variáveis em branco e ignorado.
Utilizando o banco de dados do Comitê, Martins (2000) encontrou que as mulheres negras morrem mais, evidenciando que "o coeficiente de mortalidade feminina por causa materna em 1993 foi de 14,6 para as amarelas, 2,9 para brancas e 4,3 para negras, sendo 2,5 pardas e 21,7 para pretas e que o risco de morrer por óbitos maternos em 1993 foi maior para as mulheres pretas 7,4, seguidas das amarelas com 5,0 e pardas, o que também observou-se em 1997: 4,4 e 3,4 respectivamente para pretas e amarelas". O percentual de óbitos maternos de raça ignorada no período correspondeu a 27,4%.
TABELA 7 – DISTRIBUIÇÃO DE ÓBITOS MATERNOS, NASCIDOS VIVOS, RAZÃO E RISCO DE MORTE MATERNA SEGUNDO RAÇA, PARANÁ, 2000 A 2002.
RAÇA OBITOS MATERNOS
Nº %
ÓBITOS
TARDIOS NASCIDOS VIVOS
Nº % RMM/100 MIL NV* RISCO RELATIVO Amarela 1 0,3 - 1145 0,2 87.33 1.7 Branca 250 69,4 19 468997 91,8 49,25 1.1 Negra 76 21,1 10 26894 5,3 245,4 4,9 Parda 54 15,0 6 22472 4,4 213,59 4,3 Preta 22 6,1 4 4422 0,9 407,05 8,2 Indígena - - 1175 0,2 - - Ignorada 33 9,2 8 12751 2,5 196,06 - TOTAL 360 100 37 510.962 100 63,21 -
Fonte: Comitê Estadual de Prevenção da Mortalidade Materna do Paraná; * excluídos os tardios.
Observa-se na tabela 7 que baixou para 9,2% o percentual de óbitos maternos com raça ignorada ao mesmo tempo em que aumentou de 7,4 para 8,2 o risco das mulheres pretas, evidenciando-se bastante alto o risco relativo na raça negra e principalmente na preta. Nos Estados Unidos, entre 1991 a 1999, foi 3,7 o risco relativo na raça negra, segundo CHANG et al, 2003.
SESRJ (1999) cita que “a taxa de mortalidade em mulheres negras por causa considerada materna, no Estado do Rio de Janeiro, foi 1,8 vezes maior que a taxa de mortalidade em mulheres brancas. A DNV contém a variável raça/cor do nascido vivo e não
da sua mãe. Quando utilizamos esta informação para cálculo da TMM, embora com possibilidade de erro por não ser a raça/cor do nascido vivo objeto de declaração da família e sim de quem preenche o formulário, a taxa obtida é 1,9 vezes maior para as negras do que para as brancas.”
À medida que há melhoria da informação a tendência é o aumento da confirmação estatística dos riscos para as minorias étnicas; foi o que ocorreu com os dados do Paraná e certamente com os do Rio de Janeiro. Para 2000, a SESRJ refere que a taxa de mortalidade materna em mulheres negras foi 2,3 vezes maior do que a taxa das mulheres brancas (39/100 mil n. v. para brancas e 100/100 mil n. v. para negras); em percentuais brancas 35%, negras 63% e ignoradas 2%.
Sobre esta questão procede a citação de Batista (2002), dizendo que: “reconhecemos que para se estudar a mortalidade materna segundo a cor é necessário ter uma boa qualidade de dois registros: o atestado de óbito e a declaração de nascidos vivos. Como foi enfatizado, há uma grande melhora no preenchimento do item cor no atestado de óbito, mas na declaração de nascidos vivos o mesmo não acontece”.
TABELA 8 – DISTRIBUIÇÃO DOS ÓBITOS MATERNOS, NASCIDOS VIVOS CORRIGIDOS E RAZÃO DE MORTALIDADE MATERNA SEGUNDO RAÇA, PARANÁ, 2000 A 2002.
RAÇA ÓBITOS MATERNOS
Nº % NASCIDOS VIVOS Nº %* RMM** 100 MIL NV RISCO RELATIVO Amarela 1 0,3 4292 0,84 23,30 - Branca 250 69,4 397733 77,84 58,08 - Negra 76 21,1 105258 20,60 62,70 1,1 Parda 54 15,0 91590 17,92 52,41 0,9 Preta 22 6,1 13668 2,67 131,69 2,3 Indígena - - 1686 0,33 - - Ignorada 33 9,2 1993 0,38 - - TOTAL 360 100 510962 100 63,21 -
Fonte: Comitê Estadual de Prevenção da Mortalidade Materna do Paraná.
Nota: *de mulheres de 10 a 49 anos por raça, Censo IBGE – 2000; **excluídos os óbitos tardios.
Na tabela 7 o percentual de nascidos vivos da raça negra ficou em 5,3%, distante dos 20,60% que é o percentual de mulheres negras no estado do Paraná, segundo Censo IBGE 2000. Na tentativa de corrigir esta distorção, apresentamos na tabela 8, estimativa da RMM corrigindo-se o número de nascidos vivos do triênio com os percentuais de mulheres de 10 a 49 anos do Censo, chegando-se a uma RMM e risco que consideramos mais próximo do real; continuam as mulheres pretas com razão e risco mais elevado.
GRÁGICO 02 - RAZÃO DE MORTALIDADE MATERNA POR 100 MIL NASCIDOS VIVOS SEGUNDO RAÇA E BASE ESTUDADA, 1999 A 2002.
0 100 200 300 400 500 600
BRANCA NEGRA PARDA PRETA
Fonte: - Óbitos maternos do estudo de Laurenti et al (2002), excluíndo-se 01 de Curitiba, Estado do Paraná 2000 a 2002 e Município de São Paulo de 1999 a 2001; Nascidos Vivos do SINASC/SMS para Capitais e SINASC Paraná e São Paulo, incluindo amarelas e indígenas. Nota: *inclui amarelas; não foi identificado no estudo mulheres da raça indígena.
Apresentamos condensado das quatro bases estudadas onde podemos observar a diferença entre as razões de mortalidade materna. Independente da base de dados, percentual de nascidos vivos e período do estudo, as pretas sempre apresentam os maiores indicadores, gráfico 02.
A importância da informação sobre o momento da morte, incluindo e não incluindo os tardios, pode ser evidenciada na tabela 9, da base CAPITAIS, que fornece inclusive óbitos de um ano e mais. Observa-se que as mulheres negras tiveram 11 casos com óbito tardio, perfazendo 64,7% dos óbitos nesse período e 01 após um ano.
Para CDC (2001), foram quatro as limitações para o estudo de mortalidade materna e raça nos EUA. A sub-notificação de raça tanto em registros de óbito como de nascimentos e a sub-notificação de óbitos maternos; terceiro, em alguns grupos, minorias étnicas, o número de casos de óbitos maternos é pequeno e, quarto, o estudo foi limitado em 50 estados.
Em conformidade com o CDC, duas questões nos preocupam na tabela 9: com toda a significância da mortalidade materna o número de casos é pequeno, principalmente quando recortados por raça, e o evento óbito materno nem sempre ocorre até os 42 dias pós-parto ou aborto, como aconteceu com estes 19 casos apresentados, sendo 2 inclusive acima de um ano. Isso nos remete às condições de vida, sujeita a maior morbidade, dificuldade de acesso e qualidade da assistência à saúde prestada às mulheres negras, com o racismo institucionalizado no Brasil.
TABELA 9 – DISTRIBUIÇÃO DOS ÓBITOS MATERNOS SEGUNDO MOMENTO DA MORTE E RAÇA, CAPITAIS BRASILEIRAS, 2002.
BRANCA Nº % NEGRA Nº %
IGNORADA
Nº % TOTAL Nº % GRAVIDEZ 5 20 15 60 5 20 25 21,74 PARTO ATÉ 24 HORAS 10 31,2 18 56,2 4 12,5 32 27,83 PUERPÉRIO ATÉ 42 DIAS 14 35,9 22 56,4 3 7,7 39 33,91 PUERPÉRIO 43 DIAS A 11 MESES 2 11,8 11 64,7 4 23,5 17 14,78 PUERPÉRIO 1 ANO A MAIS - - 1 50,0 1 50,0 2 1,74
TOTAL 31 30,0 67 59,1 17 12,2 115 100
Fonte: Laurenti et al (2002).
Nota: não foi identificada nenhuma mulher de raça/cor amarela e indígena no estudo.
Para evidenciar melhor essa situação novos métodos de estudos vem sendo utilizados, dentre eles a investigação das near miss, near miss mortality e near miss maternal mortality que traduzem-se como morbidade materna severa e vêm sendo estudadas desde a década de 90: Drife (1993), Bewley (1997), Fitzpatrick (1992), entre outros, citados por Baskett (1998).
A necessidade de estudos de near miss justifica-se segundo Filippi (2002), "Como a morbidade materna é muito mais comum que a mortalidade este é um melhor indicador da eficácia de programas de maternidade segura ... near miss são as mulheres que tiveram a vida ameaçada por morbidade grave, mais não morreram".
Apesar da dificuldade ainda existente de definição, o estudo das near miss mortality vem avançando e hoje temos vários trabalhos específicos sobre causas, incidência e até fatores de risco. Em Waterstone et al (2001), em estudo realizado com esta finalidade foram encontrados além de outros: idade, mulheres negras, exclusão social, doenças pré-existentes como hemorragia e hipertensão, indução ao parto e cesárea de emergência.
A importância desses estudos no Brasil, traduz-se segundo Oliveira (2002), de "um mundo desconhecido, as que quase morreram (de morte materna), porém sobreviveram, ainda que sequeladas e ainda que inválidas ... é que ninguém se lembra delas e sequer sabemos da sua existência". Em resumo, certamente estudo sobre near miss e raça ajudará a compreender
melhor o encontrado na tabela 8 e a situação das mulheres negras. 4.2- Aspectos sócio – econômicos demográficos
Saftlas et al (2000), num estudo nos EUA para determinar se o risco quatro vezes maior das negras para mortalidade materna comparada com brancas poderia ser explicado por diferenças raciais, sócio-econômicos e fatores reprodutivos, encontraram que “the largest racial disparity occurred among women with the lowest risk of pregnancy-related death ... in contrast, no racial disparity was found among women with the highest risk of pregnancy-related death: high-parity women who delivered low-birth-weight babies....”, concluem que é necessário desenvolver estratégias para reduzir a morte materna entre todas as mulheres negras.
Finalmente juntando as bases Capitais, Paraná e São Paulo foi possível analisar outros dados que não somente a razão e risco de mortalidade materna. Não estão computados os dados da Bahia nas tabelas a seguir, por que o percentual de ignorados era elevado.
Neste estudo, com relação à faixa etária as mulheres negras apresentam a maior RMM em todas as faixas etárias, principalmente em 20 a 29 anos, onde atingem 221,57/100 mil n.v. Na análise do estado civil, o fato de ser solteira ou casada na maioria dos casos influencia diretamente a condição sócio - econômica, renda familiar e acesso a serviços de saúde. A mulher casada teria melhores condições de acesso a saúde, além do fator emocional inclusive, de amparo do companheiro.
TABELA 10 – DISTRIBUIÇÃO DOS ÓBITOS MATERNOS SEGUNDO ESTADO CIVIL E RAÇA, CIDADES BRASILEIRAS SELECIONADAS, 1999 A 2002.
RAÇA Casada/ união consensual
Nº %
Solteira/ separada jud/ viúva Nº % Ignorada Nº % Total Nº % AMARELA 2 66,67 1 33,33 - - 3 100 BRANCA 269 54,23 216 43,55 11 2,22 496 100 NEGRA PARDA PRETA 132 44,15 106 45,69 26 38,80 161 53,85 120 51,72 41 61,19 6 2,01 6 2,59 - - 299 100 232 100 67 100 IGNORADA 30 45,45 28 42,42 8 12,12 66 100 TOTAL 433 50,11 406 46,99 25 2,89 864 100
Fonte: - Óbitos maternos do estudo de Laurenti et al (2002), Estado do Paraná 2000 a 2002 e Município de São Paulo de 1999 a 2001; Nascidos Vivos do SINASC/SMS para Capitais e SINASC Paraná e São Paulo, incluindo amarelas e indígenas.
Nota: *inclui amarelas; não foi identificado no estudo mulheres da raça indígena.
Na tabela 10, onde consideramos casadas inclusive as com união consensual e solteiras inclusive as separadas judicialmente e viúvas, observa-se que as pretas tiveram o maior percentual de solteiras, 41 casos (61,19%), o que corresponde ao maior risco para mortalidade materna. As mulheres brancas tiveram o maior percentual de casadas, 54,23%.
As mulheres pretas se casam mais tardiamente do que as pardas e brancas e o celibato e a viuvez é superior. Berquó (1991), atribui tais fatos ao “processo de miscigenação pelo qual vem passando a população brasileira está apoiado em certa assimetria por sexo, onde a tendência ao clareamento ou ao escurecimento se dá por força dos homens buscarem mulheres mais claras”.
Atrash et al (1990) citam que “... a idade mais avançada é fator de risco, assim como as mulheres solteiras. As brancas solteiras tiveram 2,7 vezes mais risco que as casadas e as negras solteiras 1,2 vezes mais risco que as negras casadas.” Em Tanaka & Mitsuiki (1999), referem que “... houve uma maior prevalência de óbitos de mulheres que eram solteiras (62,9%), seguidas pelas que eram casadas (28,6%).”
Com relação a escolaridade as quatro bases do estudo dispõem do dado, uma vez que foram trabalhadas inicialmente com DO, entretanto, o percentual de ignorados é muito elevado, o que prejudica a análise. As mulheres com escolaridade acima de 12 anos são
somente 52 casos (6,02%) e em 440 casos (50,93%), apresentaram de nenhuma escolaridade até no máximo 7 anos de estudo, ou seja, para reduzir efetivamente a mortalidade materna é necessário melhorar o nível de escolaridade das mulheres.
Resultados semelhantes foram encontrados por FANG et al (2000) para Nova York, “... mulheres que estão em desvantagem por baixa escolaridade, que não são casadas, ou vivem em comunidades que percebem baixos salários tem taxas de mortalidade materna maiores que outras mulheres mais favorecidas. Este efeito foi maior para mulheres brancas que nas negras”.
Os dados de renda são de difícil obtenção e só estão presentes na base Paraná, ainda com grande percentual de informações ignoradas, ultrapassando 20% em quase todas as raças, ficando um pouco abaixo para as pardas (18,2%) o que torna difícil a análise, entretanto, pudemos observar que no recorte de um a dois salários mínimos, as mais pobres foram as mulheres negras, pois apresentaram o maior percentual 60,5% e as brancas 45,6%.
Quanto à ocupação, a morte materna incidiu em maior proporção entre as donas de casa/ do lar, 405 casos, 46,87%, tanto em negras quanto em brancas, o que já é conhecido de outros estudos nacionais. Entre as mulheres com atividade fora do lar, a principal ocupação foi a de emprego doméstico, cozinheiras e serviços de limpeza, 116 casos, 13,42%.
4.3- Causa dos óbitos:
Vários estudos citam as causas de mortalidade materna no Brasil. Viola (2003), apresenta que de 1995 a 2000 a hipertensão foi a principal causa, com RMM variando de 11,0 a 13,3/100 mil n.v. e a hemorragia a Segunda, variando de 6,7 a 9,0/100 mil n.v., no Brasil. Batista (2002), que em estudo para o estado de São Paulo identificou que as obstétricas diretas foram as principais causas, ou seja, aborto, Doença Hipertensiva Específica da Gravidez (DHEG), hemorragia e infecção puerperal.
O mesmo repete-se no presente estudo, onde as causas diretas totalizaram 55,90%, 483 casos, evidenciando que para significativa redução da mortalidade materna é necessário maior atenção à assistência ao pré-natal e parto. Na tabela 11 observamos que entre as causas diretas a maioria dos óbitos ocorreram por DHEG, com 145 casos (16,78%) e RMM 11,14/100 mil n.v., em primeiro lugar e em segundo a hemorragia pó-parto, com 73 casos (8,45%) e RMM 5,64/100 mil para todas as raças. Dos óbitos por DHEG destacam-se as negras com 51 casos, RMM de 25,01/100 mil, sendo 12 (17,91%), com RMM de 85,77/100 mil n.v. para as pretas, o que lhe confere risco relativo de 8,2.
A segunda causa direta por raça ficou: hemorragia pós-parto para as brancas, 50 casos, RMM de 6,62/100 mil e aborto para as pardas, 19 casos, RMM de 10,0/100 mil. As negras com 32 casos, RMM de 15,69/100 mil e as pretas com 8 casos, RMM de 57,18/100 mil tiveram a infecção puerperal como segunda causa direta.
A importância de destacar-se a DHEG como a principal causa de mortalidade materna, muito além do seu percentual e RMM é o fato da prevenção ser totalmente eficaz com um natal de qualidade. Na base Paraná 79,7% das mulheres que faleceram realizaram pré-natal, no entanto, o risco relativo foi 13 vezes maior para as que não realizaram; as pardas foram as que menos realizaram pré-natal (14,8%). A principal causa no estado também foi a DHEG (16,7%), seguida das hemorragias pós-parto (11,1%), infecção puerperal (7,2%) e aborto (6,1%). As causas obstétricas diretas representaram 62,2% dos óbitos maternos.
TABELA 11 – DISTRIBUIÇÃO DOS ÓBITOS MATERNOS – OM, PERCENTUAL E RAZÃO DE MORTALIDADE MATERNA POR 100.000 MIL NASCIDOS VIVOS, SEGUNDO CAUSA BÁSICA CORRIGIDA E RAÇA, CIDADES BRASILEIRAS SELECIONADAS, 1999 A 2002.
CAUSAS BRANCA PARDA PRETA NEGRA IGN TOTAL*
DIRETAS Nº RMM % Nº RMM % Nº RMM % Nº RMM % Nº Nº RMM % ABORTO* 41 5,42 8,27 19 10,0 8,19 4 28,59 5,97 23 11,28 7,69 5 70 5,40 8,10 DHEG 79 10,45 15,93 39 20,54 16,81 12 85,77 17,91 51 25,01 17,06 15 145 11,20 16,78 HEM. ANTE-PARTO 20 2,65 4,03 7 3,68 3,02 3 21,44 4,48 10 4,90 3,34 4 34 2,62 3,93 HEM. PÓS-PARTO* 50 6,62 10,08 15 7,90 6,46 4 28,59 5,97 19 9,32 6,35 3 73 5,64 8,45 INFECÇÃO 33 4,37 6,65 24 12,64 10,34 8 57,18 11,94 32 15,69 10,70 4 69 5,33 7,99 COMP. ANESTESIA 12 1,59 2,42 5 2,63 2,15 1 7,15 1,49 6 2,94 2,01 1 19 1,47 2,20 EMBOLIA* 15 1,98 3,02 3 1,58 1,29 4 28,59 5,97 7 3,43 2,34 2 25 1,93 2,89 OUT. DIRETAS 32 4,23 6,45 12 6,32 5,17 2 14,29 2,98 14 6,87 4,68 2 48 3,71 5,55 SUBTOTAL 282 37,31 56,85 124 65,29 53,45 38 – 271,60 56,72 162 79,45 54,18 36 483 37,29 55,90 INDIRETAS HIPERT. ARTERIAL 21 2,78 4,23 15 7,90 6,47 7 50,03 10,45 22 10,79 7,36 3 46 3,55 5,32 D. AP. CIRC. 20 2,65 4,03 3 1,58 1,29 1 – 7,15 1,49 4 1,96 1,34 3 27 2,08 3,12 D. INFECCIOSAS 36 4,76 7,26 15 7,90 6,46 5 35,74 7,46 20 9,81 6,69 3 59 4,55 6,83 D. AP. RESP. 11 1,45 2,22 5 2,63 2,16 - 0 5 2,45 1,67 3 19 1,47 2,20 OUT. INDIRETAS 68 9,0 13,71 29 15,27 12,5 8 57,18 11,94 37 18,15 12,37 7 112 8,65 12,96 SUBTOTAL 156 20,64 31,45 67 35,28 28,83 21 150,10 31,34 88 43,16 29,43 19 263 20,31 30,44 OUTRAS N ÃO ESPECIFICADAS 17 2,25 3,43 5 2,63 2,15 1 7,15 1,49 6 2,94 2,01 1 24 1,85 2,78 TARDIA 41 5,42 8,27 34 17,90 14,65 7 50,03 10,45 41 20,11 13,71 8 90 6,95 10,42 SEQUELA - 0 2 1,05 0,86 - 0 2 0,98 0,67 2 4 0,31 0,46 TOTAL 496 65,63 100 232 122,16 100 67 478,87 100 299 146,64 100 66 864 66,71 100 Fonte: Óbitos maternos do estudo de Laurenti et al (2002), excluíndo-se 01 de Curitiba, Estado do Paraná 2000 a 2002 e Município de São Paulo de 1999 a 2001; Nascidos Vivos do SINASC/SMS para Capitais e SINASC Paraná e São Paulo, incluindo amarelas e indígenas.
Dados muito próximos sobre DHEG também foram encontrados no Rio de Janeiro. “Uma análise mais detalhada sobre essa diferença por raça/cor se faz necessária, (...) as razões entre as Taxas de Mortalidade Específicas (TME) de mulheres em idade fértil por raça/cor por doenças hipertensivas, causas maternas e todas as causas de morte. Esta informação merece um estudo mais aprofundado, para que possam ser evidenciados que fatores estão associados a esta desigualdade, tais como, condições de acesso, prevalência de Hipertensão Arterial entre negros e qualidade da atenção prestada a este grupo populacional” (SESRJ, 2000).
No estudo da PMSP (2002), de 1993 a 2001, é bem interessante que a DHEG esteve mais freqüente nas mulheres negras até 29 anos e novamente nas acima de 45 anos, no período de 30 a 44 anos foi mais freqüente nas demais raças.
Jacober et al (1994), citaram que a pressão sanguínea sistólica pós-parto é maior nas afro-americanas jovens, primíparas, com pré-eclâmpsia e pode refletir uma persistente anormalidade da homeostase pressão sanguínea. No estudo de Mackay et al (2001), do CDC sobre mortalidade materna de 1979 a 1992, as mulheres negras tiveram 3,1 vezes mais mortes por pré-eclampsia e eclâmpsia que as mulheres brancas.
Chang et al (2003), citaram que a mortalidade materna entre mulheres negras foi 3 a 4 vezes maior que para as brancas, também, a cardiomiopatia e as complicações da anestesia foram seis vezes maiores para mulheres negras que para mulheres brancas, no estudo entre 1991 e 1999 nos EUA. FANG et al (2000) cita que “the major factors explaining the excess maternal mortality among blacks were hypertension (mortality ratio of blacks to whites 5.57, 95% confidence interval 2.30-13.39, ectopic pregnancy (4.78, 95% confidence interval 2.40-9.51), and abortion (4.58, 95% confidence interval 1.72-12.22).”
A terceira causa direta, com percentual e RMM muito próximas da hemorragia pós-parto, foi o aborto, 70 casos (8,10%), RMM de 5,40/100 mil n.v., sendo que as negras apresentaram 23 casos, 7,69%, RMM de 11,28/100, as pardas, 19 (8,19%), RMM de 10,0/100 mil e as pretas 4 casos, 5,97%, RMM de 28,59/100 mil n.v..
Dentre os óbitos por causa indireta as doenças infecciosas com 59 casos, RMM de 4,55/100 mil e a hipertensão arterial sistêmica (HAS) com 46 casos, RMM de 3,55/100 mil foram a primeira e segunda causa. Destaca-se entretanto que as pretas ficaram com 7 casos de HAS, 10,45%, RMM de 50,03/100 mil n.v.; o risco relativo foi de 18,2.
Os óbitos tardios foram significativos para todas as raças, com 90 casos, 10,42%, destacando-se também as pretas com 7 casos, 10,45%, RMM de 50,03/100 mil n.v..
5 Conclusão - Considerações e Recomendações
No editorial da publicação ‘sistemas de informações sobre mortalidade: considerações sobre a qualidade dos dados’, Gomes (2002) cita que “as propostas apresentadas nos artigos são relevantes e favorecem maior utilização dos dados e conseqüente aperfeiçoamento, a partir de detecção das falhas, que poderão ser corrigidas. O amplo emprego de um sistema de informação em saúde facilita a quebra do círculo vicioso em que usuários consideram o dado inadequado e por isso não o utilizam, o que, por sua vez, contribuiu para a manutenção da situação. Em outras palavras: dado ruim é o dado que não se utiliza.”
Nesse sentido, admitindo-se todas as dificuldades identificadas no estudo:
- necessidade de utilização de fator correção para mortalidade materna para todas as raças, de pelo menos 32,2%, que foi o caso das mulheres brancas; o que evidencia um dos primeiros problemas da mortalidade materna que é a sub-notificação;
- impossibilidade de auto-classificação de raça por se tratar de óbito materno levando a necessidade de trabalhar com óbitos investigados pelos Comitês, inclusive raça, ainda com percentuais de ignorados de 14,78% CAPITAIS, 20,24% BAHIA, 9,21% PARANÁ e 5,38% SÃO PAULO;
- elevado número de nascidos vivos de raça ignorada; com CAPITAIS 20,90%, SÃO PAULO 45,73%, BAHIA 25,75% e PARANÁ 2,5%, o que nos levou a trabalhar com nascidos vivos das SMS e MS e com 15 e 14 capitais que apresentaram nascidos vivos com ignorados até 2%, correspondendo a aproximadamente a 63 mil nascimentos no país;
ainda pode-se afirmar que existe grande diferencial para a mortalidade materna das mulheres negras, sendo que as mulheres pretas apresentaram:
• o maior percentual de correção, 44,4%; de óbitos tardios, 64,7%; de solteiras, 61,19% de renda de um a dois salários mínimos, 60,5%;
• as maiores razões de mortalidade materna: 562,35/100 mil n.v em São Paulo, 197,77/100 mil n.v. na Bahia, 407,05/100 mil n.v. no Paraná e 227,60/100 mil n.v. na base Capitais, excluindo-se os óbitos tardios;
• risco relativo de morte materna variando de 3,7 (Bahia) a 8,2 (Paraná);
• risco relativo de morte materna por DHEG de 8,2 com razão de 85,77/100 mil n. v., sendo as brancas 10,36 e total 11,37/100 mil n.v.;
• risco relativo de morte materna por hipertensão arterial sistêmica de 18,2 com razão de 50,03/100 mil n.v., sendo brancas 2,75 e total 3,53/100 mil n.v.;
- o cálculo da razão de mortalidade materna na base Capitais para outras raças/cor foi: brancas, 48,73/100 mil, negras 72,61/100 mil, pardas 65,07/100 mil e total 56,04/100 mil n.v., excluindo-se os tardios; em todos as fontes de nascidos vivos utilizados para o cálculo da razão, as mulheres negras, especialmente as pretas, apresentaram sempre os maiores coeficientes;
- as mulheres pardas tiveram uma condição mais favorável, pois o número de nascidos vivos é sempre elevado; considerar que, na dúvida ou desinformação, pacientes e profissionais identificam a raça/cor como parda.
Pudemos também evidenciar que, à medida que há melhoria da informação a tendência é o aumento da confirmação estatística dos riscos para as minorias étnicas; no Paraná baixou de 27,4% para 9,2% o percentual de óbitos maternos com raça ignorada e os nascidos vivos, agora informados, foram apenas 2,5% de ignorados, ao mesmo tempo aumentou de 7,4 para 8,2 o risco das mulheres pretas, o total das negras ficaram com 4,9.
FANG et al (2000), citaram que “Aparentemente, fatores socioeconômicos são menos importantes para a determinação da mortalidade materna entre as negras do que fatores clínicos. Deste modo, melhores cuidados de saúde para a gestante negra, incluindo por exemplo, melhor controle da pressão sanguínea, ou melhores cuidados e tecnologia apropriada nos casos de aborto, poderiam ter efeitos importantes na redução da mortalidade materna de mulheres negras, mesmo sem a mudança global do status sócio-econômico das mesmas”. O mesmo precisa ser aplicado no Brasil, uma vez que, por exemplo, em 440 óbitos, 50,93%, as mulheres tinham escolaridade máxima de 7 anos.
A redução da mortalidade materna é vista pelo CDC (1999), como um desafio para o século XXI, referindo que “o hiato em mortalidade materna entre as mulheres negras e brancas tem aumentado, desde o início de 1900. Durante as primeiras décadas do século XX, as mulheres negras tinham probabilidade duas vezes maior do que as mulheres brancas de morrer por complicação relacionadas a gravidez. Hoje, as mulheres negras tem probabilidade de morrer mais de 3 vezes maior do que as mulheres brancas.”
Com este desafio e os dados confirmando os diferenciais raciais na mortalidade materna no Brasil entendemos que a existência do quesito cor nos documentos oficiais foi o primeiro passo para redução das desigualdades. Recomendamos a formulação e implementação de novas práticas e políticas em saúde pública, especialmente para as mulheres negras, que compreendam:
a redução da mortalidade materna como uma prioridade nacional, neste sentido todos os esforços devem ser feitos pelo Estado e sociedade brasileira para que o “Pacto Nacional
