REVISTA: ARQUIVOS CATARINENSES DE MEDICINA
Título: Tendência temporal da mortalidade neonatal e sua relação com as variáveis associadas à desigualdade social em Santa Catarina no período de 2008 a 2016
Trend in neonatal mortality and its relationship with the variables associated with social inequality in Santa Catarina – Brasil, 2008-2016.
Giovanna Oro Tomio1 Flávio Magajewski2
Universidade do Sul de Santa Catarina
1 Discente do Curso de Medicina. Universidade do Sul de Santa Catarina - UNISUL - Campus Pedra
Branca - Palhoça (SC) Brasil. E-mail: giovannaoro@hotmail.com
2 Médico Pediatra, Sanitarista e do Trabalho. Doutor em Ergonomia. Professor do Curso de Medicina
RESUMO
Introdução: O coeficiente da mortalidade neonatal é um importante indicador de saúde
da população, refletindo, de maneira geral, as condições de vida e desenvolvimento socioeconômico de um país, como também o acesso aos serviços de saúde e atenção à saúde materno-infantil.
Objetivo: Identificar a tendência de mortalidade neonatal em Santa Catarina no período entre 2008 a
2016 segundo características sociodemograficas, macrorregião de nascimento, histórico gestacional e obstétrico. Método: Estudo ecológico com análise de séries temporais. As fontes de dados foram o Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos (SINASC) e de Mortalidade (SIM). Resultados: Foram registrados 5.969 óbitos neonatais no período estudado. Houve tendência de redução do risco de óbito neonatal em Santa Catarina de 1,42 casos a cada 1.000 nascidos vivos. As maiores taxas de redução ocorreram entre mães de 20 e 34 anos e com escolaridade entre 1 e 11 anos. A maioria dos recém-nascidos que foram a óbito apresentaram baixo peso ao nascer (abaixo de 999 gramas), e prematuridade (abaixo de 37 semanas). Foi encontrada correlação entre o Índice de Desenvolvimento Humano (IDH) da região de nascimento e as consequências neonatais negativas. Conclusão: Vários fatores associados a mortalidade neonatal sofrem a interferência de determinações sociais, apontando a existência de uma inadequada assistência ao pré-natal, parto e recém-nascido para alguns grupos sociais. Ações efetivas de redução das desigualdades sociais em geral e de acesso e de melhoria na qualidade da atenção à saúde reprodutiva em particular podem alterar a realidade dos desfechos neonatais em Santa Catarina.
Palavras-chave: Mortalidade Neonatal. Desigualde Social. Epidemiologia.
ABSTRACT
Introduction: The neonatal mortality coefficient is an important indicator of the
population's health, generally reflecting a country's living conditions and socioeconomic development, as well as access to health services and resources available for maternal and child health care.
Objective: To identify the trend of neonatal mortality in the State of Santa Catarina between 2008
and 2016, according to sociodemographic characteristics, birth macro-region and generational history.
Method: Ecological study with time series analysis. The data were collected from the Information
System on Live Births (Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos - SINASC) and Mortality (Sistema de Informações de Mortalidade - SIM). Results: A total of 5,969 deaths occurred in the neonatal population in the period studied (taxa média de 7,36/1.000NV). The analysis of the historical series of neonatal mortality rates showed a trend of reduced risk of neonatal death in Santa Catarina of 1.42 cases per 1.000 live births. The highest rates of reduction occurred among mothers between 20 and 34 years of age and with 1 to 11 years of school education. Most newborns who died had low birth weight (below 999 grams), and prematurity (below 37 weeks). A correlation was found between the HDI of the birth region and the neonatal negative consequences. Conclusion: Several factors associated with neonatal mortality suffer interference from social determinations, pointing to inadequate prenatal, delivery and newborn care for some social groups. Effective actions to reduce social inequalities in general, and to access and improve the quality of reproductive health care in particular, may alter the reality of neonatal negative outcomes in Santa Catarina.
INTRODUÇÃO
A desigualdade social normalmente é atribuível ao ambiente externo e às condições gerais alheias ao controle dos diferentes subgrupos populacionais, englobando assim o nível econômico, escolaridade, local de residência, sexo, entre outras variáveis1. Ao contrário de diferenças existentes
entre grupos sociais, a desigualdade implica em uma injustiça desnecessária e evitável2.
O Brasil apresenta desigualdades sociais históricas bastante expressivas. Isso reflete na saúde da população, fazendo com que os determinantes sociais de saúde sejam grandes protagonistas neste contexto3,4. Desde 1990 a mortalidade neonatal é o principal marcador da mortalidade infantil no
Brasil. Os índices continuam elevados, refletindo condições de vida adversas e desfavoráveis da população, assim como deficiências de acesso e qualidade na atenção à saúde5,6. Entretanto, há
evidência de avanços ao longo dos anos em relação a saúde da mulher e da criança, apesar das desigualdades associadas à raça, sexo, nível econômico e região geográfica ainda persistirem5,7,8.
A mortalidade neonatal corresponde aos óbitos entre zero e 27 dias de vida, e subdivide-se em precoce, onde os óbitos ocorrem na primeira semana de vida, e tardia, na qual os óbitos ocorrem entre o sétimo e 27o dia de vida9. Este coeficiente reflete uma combinação de elementos, relacionados a fatores sociais, culturais, biológicos e até mesmo do sistema de saúde ineficiente, e portanto, sendo um indicador de relevância para a saúde da população10,11.
Existem evidencias de que mais de 70% dos óbitos neonatais poderiam ser evitados se fosse prestado um cuidado adequado à gestante e ao recém-nascido11-13. Diante disso, torna-se fundamental
a qualificação da assistência pré-natal, identificada como um fator determinante nos desfechos positivos da gravidez14,15.
Indicadores de desigualdade social como baixa escolaridade, ausência de trabalho remunerado, início tardio do pré-natal, menor número de consultas pré-natais e infecções urinárias entre mães adolescentes mostram a complexidade das interações entre condições sociais e a utilização de serviços de saúde, com efeitos sobre a prevalência de desfechos neonatais negativos16.
Atualmente, as menores taxas de mortalidade infantil ocorrem em países com elevados Índice de Desenvolvimento Humano (IDH), enquanto as taxas de mortalidade infantil são maiores nos países com baixo IDH17. Estimativas globais apontam uma morte neonatal para cada 1000 nascimentos no Japão e Irlanda, enquanto em países com IDH mais baixos como Mali, Serra Leoa e Somália esta proporção é de 48 mortes a cada 1000 nascidos vivos18. Superar essas desigualdades é um componente crítico dos esforços globais para melhorar a sobrevivência do recém-nascido19.
O Ministério da Saúde (MS) criou em 2011, uma rede de atenção para garantir acesso e resolutividade durante o pré-natal, parto e período neonatal (Rede Cegonha). Com esse modelo de atenção, o governo pretendeu fortalecer a rede hospitalar obstétrica de alto risco e ampliar o número de leitos do Sistema Único de Saúde (SUS), além de qualificar os profissionais de saúde para o atendimento à gestante e ao neonato20.
A Organização Mundial de Saúde (OMS) afirma que a taxa de mortalidade infantil permite analisar a disponibilidade, a utilização e a eficácia dos cuidados de saúde, em especial da atenção ao pré-natal, ao parto, ao recém-nascido e à criança no primeiro ano de vida, sendo frequentemente utilizada para definir políticas direcionadas à saúde materno-infantil21.
Ao analisar pesquisas com mesmo enfoque epidemiológico, fica claro a associação entre as variáveis associadas à desigualdade social e a taxa de mortalidade neonatal22-24. Nos Estados Unidos,
foi identificada uma maior frequência de internação prévia ao parto entre as mulheres negras, situação que também pode expressar diferenciais sociais24. Em estudo realizado em Curitiba – PR, o peso ao
nascer abaixo de 2.500 gramas e uma idade gestacional inferior a 37 semanas, determinaram um risco de óbito neonatal de 44 e 50 vezes maior do que recém-nascidos a termo e com peso adequado, respectivamente22. Já em Fortaleza - CE, foi observado que a menor escolaridade estava fortemente associada a um menor nível socioeconômico e a dificuldades no acesso aos serviços de saúde, fatores que contribuem para altas taxas de mortalidade infantil23.
Assim, é consenso que o acesso aos serviços de saúde à população materno-infantil auxilia na redução da mortalidade neonatal, tendo em vista pesquisas que encontraram relação entre mortalidade neonatal, faixa etária materna e as condições socioeconômicas precárias25,26.
Pelas evidências aqui apresentadas, a pesquisa de monitoramento e avaliação dos desfechos neonatais e sua distribuição segundo aspectos sociodemográficos e econômicos é uma estratégia que pode contribuir para avaliar a eficácia do programa de atenção materno-infantil no Estado. A associação entre diferentes padrões de mortalidade neonatal em Santa Catarina no período estudado, pode dar visibilidade a perfis de desigualdades que certamente reforçarão a necessidade de reorientação das políticas de desenvolvimento social e de saúde.
Diante do exposto, esta pesquisa buscou analisar a tendência temporal da mortalidade neonatal associada à desigualdade social em Santa Catarina durante o período de 2008 a 2016.
MÉTODOS
Trata-se de um estudo ecológico com análise de séries temporais, os dados foram obtidos no Sistema de Informações de Mortalidade (SIM) e no Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos (SINASC), ambos de domínio público disponibilizados pelo Departamento de Informática do Sistema Único de Saúde (DATASUS), com informações sociodemográficas de nascimento e mortalidade da população residente no Estado de Santa Catarina, no período de 2008 a 2016.
O material foi selecionado a partir da busca de variáveis potencialmente representativas de aspectos da desigualdade social em Santa Catarina, tendo como fonte os registros contidos na Declaração de Óbito (DO) - informações de identificação, causa de morte, e número da DN para óbitos neonatais -, e informações contidas na Declaração de Nascidos Vivos (DN), a qual contém dados sobre gravidez, parto e condições de nascimento informados por todas as unidades hospitalares do território nacional.
Para avaliar a tendência temporal das séries de mortalidade foi definida como variável independente o ano do óbito (2008 a 2016), e como variáveis dependentes o sexo, cor da pele, idade materna, escolaridade materna, macrorregião de nascimento, peso ao nascer e duração da gestação.
Após a extração e tabulação das variáveis de interesse, os dados foram transferidos para a planilha Microsoft – Excel e formatados em tabelas com a distribuição dos óbitos da população estudada, e após analisados no programa Statistical Package for the Socual Sciences (SPPS). Version 18.0. [Computer program], onde foram calculados o coeficiente de determinação das séries (R2), a variação anual média dos valores das séries (β), a partir de regressão linear de Pearson, e o valor de p a partir de análise de variância (ANOVA).
Para examinar o comportamento (aumento, queda, estabilidade) da variação média anual do coeficiente de mortalidade neonatal, foi avaliado o valor (positivo ou negativo) e a significância estatística do coeficiente de regressão (β). O coeficiente de mortalidade foi considerado crescente quando β mostrou-se positivo, e decrescente quando β foi negativo. A significância estatística do modelo foi estabelecida para valor de p<0,05.
O estudo realizado foi do tipo ecológico e, portanto, sem sujeitos de pesquisa, mas agregados populacionais de análise. Os bancos de dados utilizados são de domínio e acesso públicos e sem informações sobre a identidade dos participantes ou qualquer informação pessoal que permita a identificação ou coloque em risco o sigilo dos dados. Nos termos da Resolução 510/2016 Artigo 1º, Parágrafo Único Incisos II, III e V, este projeto não se enquadra nas normas do Conselho Nacional de Ética em Pesquisa - CONEP para registro e avaliação pelo sistema CEP/CONEP. Os autores declaram ciência do teor da Resolução 466/2012 do Conselho Nacional de Saúde, que serviu de referência para as decisões no âmbito ético para execução do projeto.
RESULTADOS
A pesquisa realizada identificou um total de 5.969 óbitos na população de neonatos nascidos em Santa Catarina no período de 2008-2016. A taxa média total de mortalidade neonatal no Estado foi de 7,360 casos por 1.000 nascidos vivos (NV). A variação média anual (Beta) indicou um decréscimo de -0,158 casos por 1.000 NV/ano, ou 1,422 óbitos/1.000NV no período estudado. (r= -0,779; R² =0,607; p =0,013).
A taxa de mortalidade neonatal (TMN) foi mais elevada no sexo masculino, com média anual de 8,04 casos por 1.000 NV, e decréscimo anual médio (Beta) -0,163 casos por 1.000 NV (r = -0,801; R² = 0,642; p = 0,009). Já no sexo feminino a TMN foi de 6,72 por 1.000 NV, também com variação média (Beta) negativa de -0,178 casos por 1.000 NV/ano (r = -0,704; R² = 0,495; p = 0,034).
A TMN foi mais elevada na raça branca, com 7,56 casos a cada 1.000 NV, apesar da ausência de significância. A variação anual média (Beta) mostrou uma tendência de redução de -0,016 casos por 1.000 NV (r = -0,100; R² = 0,010; p = 0,797). No agregado das demais raças observou-se 6,17
casos a cada 1.000 NV, com forte significância estatística e decréscimo anual médio de -0,944 por 1.000 NV (r = -0,853; R² = 0,728; p = 0,003).
Em relação à macrorregião de residência materna, a TMN foi mais elevada na Serra Catarinense, com taxa anual média de 11,62 casos por 1.000 NV, e decréscimo anual 0,037 (r = -0,060; R² = 0,004; p = 0,879). Já a região com os menores índices foi a da Grande Florianópolis, com 5,90 casos aa cada 1.000 NV/ano, e decréscimo anual -0,085 (r = -0,405; R² = 0,164; p = 0,280).
Quando observado o peso ao nascer, neonatos com até 500g apresentaram as TMN mais elevadas, com 560,14 casos por 1.000 NV, e acréscimo anual de 13,76 óbitos por 1.000 NV (r = 0,341; R² = 0,116; p = 0,369). As séries dos recém-nascidos com muito baixo peso (500-999g e 1000-1499g) e com taxas elevadas de mortalidade (544,71 e 137,08 óbitos por 1.000 NV) apresentaram as maiores tendências de redução (-4,543 e -5,235 óbitos por 1.000 NV), respectivamente. Nos neonatos com peso adequado (3000g a 3999g), foram encontradas as menores TMN, com 1,48 casos por 1.000 NV/ano e decréscimo anual de -0,009. A única série relativa ao peso de nascimento com significância estatística foi a de neonatos com 1000-1499g, com mortalidade de 137,08 casos por 1.000 NV/ano, e decréscimo anual de -5,235 óbitos por 1.000 NV (r = -0,694; R² = 0,482; p = 0,038).
De acordo com a idade gestacional, em gestações de até 22 semanas a TMN foi de expressivos 993,34 óbitos por 1.000 NV/ano, com acréscimo anual de 78,86 óbitos por 1.000 NV (r = 0,440; R² = 0,193; p = 0,236). Já gestações acima de 42 semanas apresentaram taxa de 2,43 casos por 1.000 NV/ano e decréscimo anual de -0,657 (r = - 0,768; R² = 0,589; p = 0,016).
Ao analisar a escolaridade materna, mães com nenhuma escolaridade apresentaram uma média de 115,19 óbitos a cada 1.000 NV, com crescimento anual de 3,362 casos/1.000 NV (r = 0,403; R² = 0,162; p = 0,282). Já mães com 12 anos de escolaridade ou mais, apresentaram uma TMN de 4,49/1.000 NV, com acréscimo anual de 0,051 (r = 0,203; R² = 0,041; p = 0,601), também sem significância estatística.
Quando relacionado a mortalidade neonatal com a idade materna, mães com 10 a 19 anos apresentaram as maiores taxas de óbitos, com 8,21 casos por 1.000 NV/ano, e decréscimo anual de -0,129 (r = -0,252; R² = 0,064; p = 0,512). Mães entre 20-34 anos apresentaram TMN de 5,92 a cada 1.000 NV, com redução média anual de -0,67 casos por 1.000 NV (r = - 0,390; R² = 0,152; p = 0,299). Já mães com 35 anos ou mais apresentaram taxa média de 7,75 óbitos a cada 1.000 NV, e decréscimo anual de -0,029 (r = - 0,069; R² = 0,005; p = 0,861).
DISCUSSÃO
Ao analisar a evolução da mortalidade neonatal (MN) em Santa Catarina, observou-se uma tendência de redução ao longo dos anos, resultado que sugere evolução positiva da saúde pública, o que pode ser decorrente da implementação de políticas voltadas à gestante e ao neonato, como a implementação da Rede Cegonha, associada à melhoria da qualidade de vida de grupos
socioeconomicamente mais vulneráveis. Pesquisas conduzidas em algumas capitais brasileiras também identificaram tendência semelhante, creditando tal fato à melhora na assistência pré-natal13,27.
Quanto ao óbito neonatal segundo sexo, a analise temporal das taxas de MN indicou uma tendência de queda no período estudado para ambos os sexos. No entanto, foi encontrado uma maior proporção de óbitos no sexo masculino, resultado semelhante ao encontrado em outras pesquisas9,28-31. De acordo com Ribeiro et al.30, um dos fatores associados à maior mortalidade masculina seria o
amadurecimento pulmonar tardio, o que aumenta as complicações respiratórias em crianças com baixo peso ao nascer e consequentemente torna-se um fator de risco expressivo. Outras pesquisas também defendem a melhor adaptação do sexo feminino no período neonatal12,15.
Um achado relevante entre as variáveis investigadas foi o fato da cor da pele não ter apresentado diferenciais significativos em relação às taxas de mortalidade neonatal. O grupo de cor de pele não branca, ao contrário do esperado, além de ter apresentado taxa média menor do que o de pele branca, demonstrou tendência de redução com forte significância estatística, significância que não ocorreu com as taxas do grupo de cor de pele branca, que também mostram-se em redução ao longo dos anos. Desfecho que vai de encontro ao que foi evidenciado em outras pesquisas32,33.
No entanto, este resultado deve ser relativizado por conta da desproporção da população não branca em Santa Catarina, que pode ter distorcido a análise estatística. Outra hipótese pode ser o equívoco na classificação da cor de pele dos neonatos, ou mesmo uma limitação deste estudo ao englobar todas as etnias em um só grupo, permitindo que raças diferentes (preta, amarela, parda, indígena e ignorados) fossem analisadas em conjunto e não isoladamente.
Alguns estudos contradizem o observado em relação às diferenças raciais, evidenciando que mulheres de cor branca e com maior renda familiar tendem a ter mais acesso aos serviços de saúde e realizam mais exames complementares que gestantes de outras etnias34,35. Quando analisada a
mortalidade infantil no Brasil dos últimos 20 anos, percebe-se uma grande disparidade entre brancos e negros, com taxa de mortalidade em 2000 de 22.9/1000 e 33.7/1000 respectivamente, diferença que aumentou ao longo dos anos, assim como o risco de mortalidade materna, que foi 2,9 vezes maior para gestantes negras36.
Deve-se considerar, entretanto, que a realidade observada no final do século XX pode ter se alterado no século XXI, fato que pode ser corroborado com diversos estudos que indicaram redução da população em situação de miséria e pobreza ao longo da primeira década e metade da segunda década deste século37-39.
Em relação às macrorregiões, foram registradas associações significativas entre o desfecho neonatal negativo e a região geopolítica de nascimento. Segundo dados do IBGE40, Santa Catarina possui o 3o maior IDH do país40, o que condiz com a redução da taxa de mortalidade neonatal
ao longo dos anos observada neste estudo. A capital Florianópolis ocupa o 1o lugar no Estado quando analisados indicadores sociais de saúde, educação superior, mercado de trabalho e economia41, sendo
as maiores TMN, da mesma forma que abriga o município de Cerro Negro, com pior IDH de Santa Catarina40. Este resultado vai a favor de outras pesquisas que procuraram associar a mortalidade
neonatal às desigualdades sociais regionais vigentes no Brasil5,42.
De acordo com pesquisas que analisaram a cobertura de Saúde da Família no Brasil43,44,
os piores índices de qualidade na atenção da gestante foram nas regiões Norte, Nordeste e Centro-Oeste, reforçando as já conhecidas desigualdades sociais regionais vigentes no país. McKinnon et al. estudaram a redução da taxa de mortalidade neonatal em países de baixa e média renda45, associando sua diminuição com mudanças nos indicadores educacionais. Em países onde a TMN não é muito alta, o desafio é tornar as intervenções mais sofisticadas acessíveis a todos5,46, alternativa que pode ser implementada em regiões mais desenvolvidas do Brasil, como Santa Catarina.
Segundo a literatura, a prematuridade e o baixo peso ao nascer são importantes fatores associados a mortalidade neonatal por agravarem a saúde do neonato e influenciarem diretamente no óbito precoce, estando fortemente associados a qualidade do pré-natal e às condições antenatais da saúde materna11,22,31. Neste trabalho evidenciou-se que recém nascidos com peso de até 1.499 gramas
apresentaram chance de mortalidade cerca de 60 vezes maior do que neonatos com peso acima de 1.500 gramas, resultado que vai de encontro ao observado em outras pesquisas5,9,25,28. O baixo peso ao
nascer é considerado o principal preditor isolado da mortalidade infantil, estando relacionado principalmente ao retardo de crescimento intrauterino e à prematuridade21. Em Porto Alegre-RS, recém-nascidos com peso abaixo de 1.500 gramas apresentaram aproximadamente 70 vezes mais chances de morrer do que os com peso entre 2.500 e 4.000 gramas26.
Em relação ao tempo da gestação, uma idade gestacional inferior a 22 semanas mostrou-se como o principal marcador da mortalidade neonatal em Santa Catarina durante o período avaliado. Por outro lado, gestantes com 37 e 41 semanas obtiveram a segunda menor taxa de óbitos. Gaiva et al.9, relacionaram uma idade gestacional inferior a 37 semanas a um risco de óbito neonatal 50 vezes maior que as demais. Portanto, pode-se considerar que o tempo gestacional é um importante marcador do nível de saúde populacional, relacionando-se a déficits de condição social, econômica e ambiental e gerando um alto custo para o Estado durante a permanência em serviços especializados, o que poderia ser prevenido com intervenções efetivas para aumentar a duração da gestação.
Ao analisar pesquisas de diferentes Estados, constata-se resultados semelhantes. Em Maringá-PR, a prematuridade estava presente em quase todos os casos de óbitos neonatais47. Na região Centro Oeste, em Cuiabá-MT9, os recém-nascidos prematuros apresentaram chance de óbito
superior quando comparados com àqueles a termo. Já no Nordeste, ao examinar as mortes neonatais ocorridas no Cerará, Aguiar29 evidenciou um risco 29,4 vezes maior de mortalidade em gestações com
22 a 27 semanas.
Da mesma forma que em outras localidades brasileiras48,49, a escolaridade e a idade materna foram fatores de risco associados à mortalidade neonatal em Santa Catarina, onde períodos de estudos superiores a 12 anos ou nenhuma escolaridade sofreram aumento das taxas ao longo dos anos,
evidenciando grupos de maior vulnerabilidade. Ao analisar a idade materna, tanto as adolescentes com idade de 10 a 19 anos, quanto as mulheres com idade acima de 35 anos apresentaram risco de óbito neonatal maior que as adultas jovens (entre 20 e 34 anos). Ambos os fatores, idade e escolaridade, por serem expressão mais prevalente de grupos com condições socioculturais mais vulneráveis, reforçam os efeitos da restrição de acesso aos serviços de saúde adequados às suas necessidades, tanto no período do pré-natal quanto após o parto28.
Em estudo que investigou a associação dos dois fatores no Brasil48, a baixa escolaridade isoladamente aumentou a chance de óbito neonatal em 25%, enquanto a junção da baixa escolaridade com os extremos de idade materna aumentou em cerca de 70% o risco de mortalidade quando comparado a mães com idade entre 20-34 anos e escolaridade maior que 4 anos. Logo, a presença simultânea dessas condições, caracteriza grupos populacionais que são expostos a múltiplos fatores de risco psicossociais, que se expressam, de diversas formas, por meio dos indicadores de saúde50.
Quando considerado o nível de escolaridade, gestantes sem nenhum nível educacional apresentaram uma discrepância enorme nos padrões de mortalidade neonatal ao serem comparadas com grupos de escolaridade fundamental, intermediária ou superior, expondo a diminuição do risco de óbito neonatal com o aumento da escolaridade materna, resultado alinhado com estudo realizado para análise da situação da mortalidade neonatal no Brasil, onde cerca de 50% das mães tem menos de 8 anos de estudo, variando entre 61,8% na região Nordeste e 32,1% no Sudeste21.
A educação materna é um indicador indireto das condições socioeconômicas da família, sendo um fator preditivo clássico de risco para a mortalidade neonatal33. A maior prevalência de baixa escolaridade entre mães adolescentes indica a complexidade das interações entre as condições sociais e a utilização de serviços de saúde16. Entretanto resultados controversos podem ser observados em mães adolescentes11,30,51,52, evidenciando que além dos fatores próprios da idade materna, as condições
socioeconômicas de vida influenciam o comportamento reprodutivo e o risco de óbito neonatal12.
CONCLUSÃO
Este estudo buscou determinar as taxas de mortalidade neonatal segundo características sociodemográficas, macrorregião de nascimento e histórico gestacional. Em conclusão, foi observada uma forte correlação entre condições que representam desigualdade social com desfechos neonatais negativos, indicando possíveis obstáculos no acesso à atenção à saúde reprodutiva de populações vulneráveis.
Não foi encontrada correlação significativa entre a cor de pele e a mortalidade neonatal no período estudado, entretanto evidenciou-se que a idade e escolaridade materna, assim como, a macrorregião de nascimento e o baixo peso ao nascer, revelaram que grupos com déficit de consumo de bens e serviços públicos apresentaram os maiores índices para desfecho desfavorável da gestação. Apesar das condições de vida relativamente diferenciadas da unidade de Federação analisada, quando comparada a realidade brasileira, os diferenciais de mortalidade neonatal por macrorregião e atributos
maternos e dos recém-nascidos reproduziram a relevância da determinação social no contexto de evolução temporal e geopolítico do óbito infantil, indicando que ações efetivas para a redução das desigualdades de acesso e melhoria da qualidade da atenção à saúde materno-infantil são necessárias em todo o território nacional.
No entanto, alguns indicadores de desigualdade, como renda familiar e número de consultas pré-natais, não se encontram disponíveis nos Sistemas de Informação sobre Nascidos Vivos e Mortalidade utilizados, o que pode ser considerado uma limitação da pesquisa.
Os resultados obtidos indicam a necessidade de universalização do acesso a bens e serviços públicos como a educação, segurança alimentar, assistência social e saúde, fatores determinantes das desigualdades sociais observadas, o que poderá amenizar os efeitos perversos expressos pelas taxas de risco para o óbito neonatal apresentadas neste artigo.
REFERÊNCIAS
1. Arcaya MC, Arcaya AL, Subramanian SV. Inequalities in health: definitions, concepts, and theories. Glob Health Action. 2015; 8:27-106.
2. Antunes JLF. Desigualdades em saúde: entrevista com Nancy Kriger. Rev Sociolog USP. 2015; 27(1):177-194
3. Paim J, Travassos C, Almeida C, Bahia L, Macinko J. O sistema de saúde brasileiro: história, avanços e desafios. Lancet. 2011; 6736(11):60054-8.
4. Landmann-Szwarcwald C, Macinko J. A panorama of health inequalities in Brazil. Int J Equity Health. 2016; 15(1):17-4.
5. Victoria CG, Aquino EML, Leal MC, Monteiro CA, Barros FC, Szwarcwald CL. Maternal and child health in Brazil: progress and challenges. Lancet. 2011; 377:1863-76.
6. Maranhão AGK, Vasconcelos AMN, Trindade CM, Victora CG, Rabello Neto DL, Porto D, et al. Mortalidade infantil no Brasil: tendências, componentes e causas de morte no período de 2000 a 2010. Ministério da Saúde. 2012; 163-82.
7. França GVA, Restrepo-Méndez MC, Maia MFS, Victora CG, Barros AJD. Coverage and equity in reproductive and maternal health interventions in Brazil: impressive progress following the
implementation of the Unified Health System. Int J Equity Health. 2016; 15:1-49.
8. Restrepo-Mendez MC, Barros AJ, Black RE, Victora CG. Time trends in socio-economic
inequalities in stunting prevalence: analyses of repeated national surveys. Public Health Nutr. 2015; 18(12):2097-104.
9. Gaiva MAM, Fujimori E, Sato APS. Mortalidade neonatal: análise das causas evitáveis. Rev Enferm UERJ. 2015; 23(2):247-53.
10. Teixeira GA, Costa FML, Mata MS, Carvalho JBL, Souza NL, Silva RAR. Fatores de risco para a mortalidade neonatal na primeira semana de vida. Rev Pesqui Cuid Fundam. 2016; 8(1):4036-46. 11. Gaiva MAM, Fujimori E, Sato APS. Fatores de risco maternos e infantis associados à mortalidade neonatal. Texto Contexto Enferm. 2016; 25(4):2-9.
12. Rocha R, Oliveira C, Silva DKF, Bonfim C. Mortalidade neonatal e evitabilidade: uma análise do perfil epidemiológico. Rev Enferm UERJ. 2011; 19(1):114-20.
13. Barros AJD, Albernaz E. Óbitos evitáveis até 48 meses de idade entre as crianças da coorte de nascimentos de Pelotas de 2004. Rev Saude Publica. 2011; 45:334-42.
14. Asundep NN, Jolly PE, Carson A, Turpin CA, Zhang K, Tameru B. Antenatal care attendance, a surrogate for pregnancy outcome? The case of Kumasi, Ghana. Matern Child Health J. 2014; 18(5):1085-94.
15. Kolola T, Ekubay M, Tesfa E, Morka W. Determinants of Neonatal Mortality in North Shoa Zone, Amhara Regional State, Ethiopia. PLUS ONE. 2016; 11(10):0164472.
16. Ribeiro FD, Ferrari RA, Sant'Anna FL, Dalmas JC, Girotto E. Extremes of maternal age and child mortality: analysis between 2000 and 2009. Rev Paul Pediatr. 2014; 32:381-8.
17. Malik K. Sustentar o progresso humano: reduzir as vulnerabilidades e reforçar a resiliência. Prog Nações Uni para Desenv [Internet]. 2014 [acesso em 2018 Jan 15]. Disponível em:
http://hdr.undp.org/sites/default/files/hdr2014_pt_web.pdf.
18. Walker N, Yenokyan G, Friberg IK, Bryce J. Patterns in coverage of maternal, newborn, and child health interventions: Projections of neonatal and under-5 mortality to 2035. The Lancet. 2013;
382(9897), 1029–38.
19. Houweling TAJ, Morrison J, Azad K, Manandhar DS, Alcock G, Shende S, et al. How to reach every newborn: three key messages. Lancet. 2014; 70271-2.
20. Ministério da Saúde (Brasil). Sistema Único de Saúde – SUS - a Rede Cegonha. Brasília: Ministério da Saúde; 2011 [acesso em 2018 Mar 10]. Disponível em:
http://bvsms.saude.gov.br/bvs/saudelegis/gm/2011/prt1459_24_06_2011.html.
21. França E, Lansky S. Mortalidade infantil neonatal no Brasil: situação, tendências e perspectivas. Inf Sit e Tend. [Internet]. 2009 [acesso em 2018 Jan 15]; 83-112. Disponível em:
http://www.abep.nepo.unicamp.br/encontro2008/docsPDF/ABEP2008_1956.pdf
22. Borges TS, Vayego AS. Fatores de risco para mortalidade neonatal em um município na região sul. Ciência & Saúde. 2015;8(1):7-14
23. Sanders LSC, Pinto FJM, Medeiros CRB, Sampaio RMM, Viana RAA, Lima KJ. Mortalidade infantil: análise de fatores associados em uma capital do Nordeste brasileiro. Cad Saúde Colet. 2017; 25(1):83-9.
24. Martin AS, Zhang Y, Crawford S, Boulet SL, McKane PDVM, Kissin DM, et al. Antenatal hospitalizations among pregnancies conceived with and without assisted reproductive technology. Obstet Gynecol 2016; 127:941-50.
25. Vanderlei LCM, Simões FTPA, Vidal AS, Frias PG. Avaliação de preditores do óbito neonatal em uma série histórica de nascidos vivos no Nordeste brasileiro. Rev Bras Saúde Matern Infant. 2010; (4):449-58.
26. Granzotto JA, Fonseca SS, Lindemann FL. Fatores relacionados com a mortalidade neonatal em uma Unidade de Terapia Intensiva neonatal na região Sul do Brasil. Rev AMRIGS. 2012; 56(1):57-62 27. Malta DC, Duarte EC, Escalante JJC, Almeida MF, Sardinha LMV, Macário EM, et al. Mortes evitáveis em menores de um ano, Brasil, 1997 a 2006: contribuições para a avaliação de desempenho do Sistema Único de Saúde. Cad Saúde Pública. 2010;26(3):481-91.
28. Agranonik M. Fatores de risco e tendências das taxas de mortalidade infantil e da prevalência de baixo peso ao nascer no RS: uma análise do período 2000-13. Indic Eron FEE. 2016; 43 (3):155-168. 29. Aguiar JB. Fatores de risco para mortalidade neonatal, em hospital de referência [dissertação de mestrado]. Ceará: Universidade Estadual do Ceará. Programa de Mestrado em Saúde Pública; 2011. 30. Ribeiro AM, Guimarães MJ, Lima MC, Sarinho SW, Coutinho SB. Fatores de risco para mortalidade neonatal em crianças com baixo peso ao nascer. Rev Saúde Pública. 2009; 43:246-55. 31. Moreira KFA, Bicalho BO, Santos LCS, Amaral FMGS, Orfão NH, Cunha MPL. Perfil e evitabilidade de óbito neonatal em um município da Amazônia Legal. Cogitare Enferm. 2017; 22(2):01-10.
32. Viellas EF, Domingues RMSM, Dias MAB, Gama SGN, Theme Filha MM, Costa JV, et al. Assistência pré-natal no Brasil. Cad Saúde Pública. 2014; 30 Suppl 1:S85-100.
33. Oliveira RR, Costa JR, Rossi RM, Rodrigues AL, Mathias TAF. Mortalidade infantil e fatores associados: estudo por tipologias sócio-ocupacionais. Cienc Cuid Saude. 2015; 14(2): 1165-74. 34. Silva EP, Lima RT, Ferreira NLS, Costa MJC. Pré-natal na atenção primária do Município de João Pessoa - PB: caracterização de serviços e usuárias. Rev Bras Saúde Matern Infant. 2013; 13:29-37.
35. Martinelli KG, Santos Neto ET, Gama SGN, Oliveira AE. Adequação do processo da assistência pré-natal segundo os critérios do Programa de Humanização do Pré-natal e Nascimento e Rede Cegonha. Rev Bras Ginecol Obstet. 2014; 36:56-64.
36. Duarte CMR. Reflexos das políticas de saúde sobre as tendências da mortalidade infantil no Brasil: revisão da literatura sobre a última década. Cad Saúde Pública. 2009; 23:15: 11-28.
37. Albuquerque MSV, Costa AM, Lima LP, Melo Filho DA. Equidade e inclusão de grupos sociais na política de saúde: o caso do Recife, Brasil. Rev Bras Saude Matern Infant. 2011; 11(1):73-82 38. Corgosinho RC, Cruz AC, Torres DAR. O programa Bolsa Família como instrumento de crescimento pró-pobre no Governo Lula. Econ e Desenv [Internet]. 2013 Mar [acesso em 2019 Mar 23]; 12 (1): 12-3. Disponível em: http://periodicos.ufpb.br/ojs/index.
php/economia/article/view/17860.
39. Coêlho DB, Cavalcante P, Turgeon M. Mecanismos de difusão de políticas sociais no Brasil: uma análise do Programa Saúde da Família. Rev Socio Polit. 2016; 24(58):145-165
40. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística - IBGE. Censo demográfico 2010. [acesso em 2019 mar 25]. Disponível em: http://www.ibge.gov.br/home/estatistica/populacao/censo2010/default.shtm 41. Cirino S, Gonçalves LA, Gonçalves MB, Cursi ES, Coelho AS. Avaliação de acessibilidade geográfica em sistemas de saúde hierarquizados usando o modelo de p-medianas: aplicação em Santa Catarina, Brasil. Cad Saúde Pública. 2016;32:6-14.
42. Lansky S, Lima Friche AA, Silva AA, Campos D, Azevedo Bittencourt SD, Carvalho ML, et al. Birth in Brazil survey: neonatal mortality, pregnancy and childbirth quality of care. Cad Saude Publica. 2014;30:1-15
43. Tomasi E, Fernandes PAA, Fischer TS, Fernando CV, Silveira DS, Thumé E, et al. Qualidade da atenção pré-natal na rede básica de saúde do Brasil: indicadores e desigualdades sociais. Cad Saude Publica. 2017; 33(3):42-6
44. Mario DN, Rigo L, Boclin K, Malvestio LMM, Anziliero D. Qualidade do Pré-Natal no Brasil: Pesquisa Nacional de Saúde 2013. Cien Saude Colet [Internet]. 2017 Set. [acesso em mar 19]. 33(3):81-5. Disponível em: http://www.cienciaesaudecoletiva.com.br/artigos/qualidade-do-prenatal-no-brasil-pesquisa-nacional-de-saude-2013/16353?id=16353
45. McKinon B, Harper S, Kaufman JS, Bergevin Y. Socioeconomic inequality in neonatal mortality in countries of low and middle income; a multicountry analysis.Lancet Glob Health. 2014;2(3):165-73 46. Sousa A, Dal Poz MR, Boschi-Pinto C.Reducing inequities in neonatal mortality through adequate supply of health workers: evidence from newborn health in Brazil. PLoS One. 2013;8(9):47-52.
47. Demitto MO, Gravena AAF, Dell’Agnolo CM, Antunes MB, Pelloso SM. High risk pregnancies and factors associated with neonatal death. Rev Esc Enferm. 2017; 51:32-8.
48. Fonseca SC, Flores PVG, Camargo Jr KR, Pinheiro RS, Coeli CM. Escolaridade e idade materna: desigualdades no óbito neonatal. Rev Saude Publica. 2017; 51:94.
49. Biano RKC, Souza PCB, Ferreira MBG, Silva SR, Ruiz MT. Mortalidade Materna no Brasil e nos Municípios de Belo Horizonte e Uberaba, 1996 a 2012. Rev Enf. 2017; 7: 14-6.
50. Frohlich KL, Potvin L. Commentary: structure or agency? The importance of both for addressing social inequalities in health. Int J Epidemiol. 2010;39(2):378-9.
51. Maia LT, Souza WV, Mendes AC. Differences in risk factors for infant mortality in five Brazilian cities: a case-control study based on the Mortality Information System and Information System on Live Births. Cad Saude Publica. 2012;28:2163-76.
52. Silva AL, Mathias TA. Risk factors for neonatal death in Recife: a case-control study. Acta Paul Enferm. 2014;27:48-55.
Tabela 1. Tendência temporal da mortalidade neonatal segundo as variáveis estudadas. Santa Catarina, 2008-2016
Variável Média Tx Correl(r) Coef. R2 β (IC 95%) β valor p- Tendência TOTAL Sexo 7,360 -0,779 0,607 - 0,158 (-0,273; -0,044) 0,013 Redução Masculino 8,04 -0,801 0,642 -0,163 (-0,271; -0,054) 0,009 Redução Feminino 6,72 - 0,704 0,495 -0,178 (-0,338;-0,017) 0,034 Redução Cor da pele Branca 7,56 -0,100 0,010 -0,016 (-0,163;-0,130) 0,797 Redução
Não Branca 6,17 -0,853 0,728 -0,944 (-1,459;-0,428) 0,003 Redução
Macroregião
Grande Oeste 7,23 -0,096 0,009 -0,032 (-0,326;0.263) 0,806 Redução
Meio Oeste 8,14 -0,465 0,216 -0,239 (-0,644;0,167) 0,207 Redução
Vale do Itajai 7,99 -0,689 0,474 -0,310 (-0,602;-0,018) 0,040 Redução
Foz do Itajai 7,98 0,038 0,001 0,011 (-0,238;0.259) 0,923 Aumento
Grande Florianópolis 5,90 -0,405 0,164 -0,085 (-0,257;0.087) 0,280 Redução
Sul 7,36 -0,165 0,027 -0,056 (-0,355;0,243) 0,671 Redução
Nordeste 6,09 -0,707 0,500 -0,300 (-0,568;-0,032) 0,033 Redução
Planalto Norte 7,50 -0,502 0,252 -0,297 (-0,753;0,160) 0,168 Redução
Serra Catarinense 11,62 -0,060 0,004 -0,037 (-0,594; 0,519) 0,879 Redução
Peso ao Nascer (g) Até 500 560,14 0,341 0,116 13,76 (-20,152; 47,676) 0,369 Aumento 500-999 544,71 -0,402 0,161 -4,543 (-13,801;4,714) 0,284 Redução 1000-1499 137,08 -0,694 0,482 -5,235 (-10,085;-0,384) 0,038 Redução 1500-2499 20,12 -0,062 0,004 -0,042 (-0,637;0,554) 0,873 Redução 2500-2999 3,24 0,076 0,006 0,013 (-0,137;0,162) 0,847 Aumento 3000-3999 1,48 -0,151 0,023 -0,009 (-0,062;0,044) 0,698 Redução Acima de 4000 1,92 0,421 0,177 0,079 (-0,073;0,231) 0,259 Aumento Tempo de Gestação
Até 22 sem 993,34 0,440 0,193 78,86 (-65,064;222,797) 0,236 Aumento
22-27 sem 524,28 -0,684 0,468 -15,87 (-31,005;-0,748) 0,042 Redução
28-31 sem 132,67 -0,886 0,785 -9,895 (-14,527;-5,263) 0,001 Redução
32-36 sem 16,01 -0,887 0,786 -1,539 (-2,255;-0,822) 0,001 Redução
37-42 sem 1,91 0,000 0,000 0,000 (-0,052;0,052) 1 Estável
Mais de 42 sem 2,43 -0,768 0,589 -0,657 (-1,147;-0,167) 0,016 Redução
Escolaridade materna
Nenhuma 115,19 0,403 0,162 3,362 (-3,466;10,191) 0,282 Aumento
1-11 anos 6,17 -0,068 0,005 -0,012 (-0,171;0,147) 0,862 Redução
Acima 12 anos 4,98 0,203 0,041 0,051 (-0,170;0,273) 0,601 Aumento
Idade da mãe (anos)
10-19 8,21 -0,252 0,064 -0,129 (-0,570; 0,313) 0,512 Redução
20-34 5,92 -0,390 0,152 -0,67 (-0,207;0,074) 0,299 Redução
Acima de 35 7,75 -0,069 0,005 -0,029 (-0,408;0,349) 0,861 Redução
