* Trabalho apresentado no XIX Encontro Nacional de Estudos populacionais, ABEP, realizado em São Pedro/SP, Brasil entre os dias 24 e 28 de novembro de 2014
◊ Faculdade de Medicina e Instituto de Estudos em Saúde Coletiva - Universidade Federal do Rio de Janeiro (UFRJ)
♣ Instituto de Estudos em Saúde Coletiva - Universidade Federal do Rio de Janeiro
Indicadores de Saúde Perinatal: uma análise do peso ao nascer no estado do Rio de Janeiro.
Pauline Lorena Kale ◊ Luis Carlos Torres Guillen ♣ Sandra Costa Fonseca ● Mariana Alves Frota da Costa ♣ Antonio Jose Leal Costa ◊ Maria de Lourdes Tavares Cavalcanti ◊
Angela Maria Cascão◘ Tania Guillen Torres ◊ Resumo
Introdução: No nível individual, peso ao nascer inferior a 2.500g é um bom marcador de risco para a morbi-mortalidade; no nível populacional, a prevalência de baixo peso ao nascer não é um indicador apropriado para definição da população de maior risco. A qualidade da informação sobre o peso ao nascer no Brasil é superior à da idade gestacional. Indicadores de saúde perinatal com base na curva de distribuição do peso ao nascer dispensam a informação sobre idade gestacional. Objetivo Analisar a distribuição do peso ao nascer de base populacional e indicadores de saúde perinatal no estado do Rio de Janeiro, 2011. Metodologia: Estudo ecológico analítico cujos dados foram obtidos do Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos. Foram calculadas estatísticas sumárias do peso ao nascer (PN) e descritas suas distribuições - total e segundo idade gestacional (IG). Foram identificados valores atípicos do PN e inconsistências deste com a IG. Estes registros, além dos registros de gravidez gemelar, foram excluídos. Foram calculadas prevalências de baixo peso ao nascer (<1.500g; <2.500g) e de pré-termo (<32 e <37 semanas) e estimadas proporções de recém-nascidos pertencentes à área residual (assimetria à esquerda da distribuição do PN) a partir de modelagem de uma mistura de distribuições de probabilidade. Resultados: Em 2011 nasceram vivos 221.164 bebês. A freqüência de valores atípicos do peso ao nascer e/ou inconsistências com a IG foi 0,3% e acrescidos dos registros de informações faltantes e gemelares alcançou 2,5%. Após as exclusões foram analisados 215.585 registros. O PN médio e mediano e as prevalências do PN< 1.500g e <2.500g e IG<32 e <37 semanas foram 3.183g, 3.205g, 1,3%, 8,0%, 1,2% e 8,7%, respectivamente. Observou-se uma assimetria à esquerda na distribuição total do PN e uma distribuição bimodal entre pré-termos. Após a modelagem dos dados de PN foi possível identificar o componente predominante, composto pela maioria dos recém-nascidos a termo (média do peso= 3.236,5g e desvio-padrão= 462,8g), e o componente residual composto por recém-nascidos pré-termo e pequenos (2,8%), que representam os bebês de maior risco perinatal. O ponto de truncagem, a partir do qual as distribuições predominante e residual se distinguem, nessa coorte de nascimento foi 2.200,5g. Discussão: As estatísticas sumárias do PN foram inferiores as da região Sudeste. Os valores atípicos do PN foram exclusivamente inferiores a 400g e representam erros de informação. A distribuição bimodal do PN pode representar erro de classificação da idade gestacional. A proporção de recém nascidos do componente residual da distribuição do PN no estado do Rio de Janeiro em 2011 (2,8%) foi superior ao estimado para São Luiz, Maranhão (2,4%) e inferior ao de Ribeirão Preto, São Paulo (3,4%). Este indicador deve ser utilizado para fins de monitoramento da saúde perinatal.
Introdução
Peso ao nascer é uma informação de base populacional facilmente acessível por meio do Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos e considerada válida na maioria das Unidades Federativas do país (THEME-FILHA et. al, 2004; PEDRAZA, 2012).
No nível individual, o baixo peso ao nascer, menor de 2.500 gramas (OMS, 2006) é um importante preditor de mortalidade para os recém-nascidos. Reconhecer bebês de risco torna-se importante para prevenção de problemas de saúde a curto, médio e longo prazo. O peso médio ao nascer pode explicar diferenças entre as taxas de mortalidade infantil segundo grupos populacionais, como gêmeos, mães tabagistas na gestação e com baixo nível socioeconômico (WILCOX, 2001). Entretanto, o estabelecimento de uma relação ecológica entre a proporção de baixo peso ao nascer e a taxa de mortalidade infantil é questionável.
A distribuição do peso ao nascer pode variar dentro de uma população e entre populações. Numa determinada população, a distribuição do peso segue uma distribuição normal podendo apresentar caudas mais estendidas, principalmente a cauda inferior (bebês mais leves). Esse padrão intrapopulacional, em geral, se repete em populações distintas, entretanto, pode haver um deslocamento de toda a curva de uma determinada população quando comparada à outra população ou da mesma população em tempos diferentes. Esse deslocamento para esquerda é reconhecido entre subgrupos populacionais, como de recém-nascidos filhos de mães tabagistas na gravidez quando comparados aos filhos de mães não tabagistas e recém-nascidos residentes em áreas com maior altitude em relação à de baixa altitude (WILCOX, 1993).
Observa-se também que as curvas de mortalidade perinatal específicas por peso ao nascer destes subgrupos populacionais apresentam o mesmo padrão, formato de “J” invertido e, por vezes, subgrupos mais desfavorecidos em relação ao peso ao nascer não apresentam maiores taxas de mortalidade por estratos de peso ao nascer, como era de se esperar. Este paradoxo do baixo peso ao nascer foi descrito por Wilcox e Russel (WILCOX & RUSSELL, 1983). Quando as curvas de distribuição do peso ao nascer são padronizadas pelo escore-z, os deslocamentos desaparecem, há uma sobreposição das curvas nestes subgrupos populacionais mas não necessariamente o mesmo ocorre com as curvas específicas de mortalidade como no caso de mães tabagistas que mostra maior magnitude do que mães não tabagistas em todos os estratos de peso ao nascer. No exemplo de subgrupos residentes em
sobrepõem. Nesse sentido, Wilcox e Russell (1983) discutem que no nível populacional, o baixo peso ao nascer não é risco para a mortalidade perinatal e sim que um suposto agente causal pode simultaneamente ser um fator de risco para o baixo peso ao nascer e para a mortalidade perinatal (hipótese de Wilcox-Russel), como no caso do tabagismo materno, ou estar associado apenas ao baixo peso, como no caso da altitude (WILCOX & RUSSELL, 1983; WILCOX, 1993). No Brasil, as prevalências de baixo peso ao nascer foram maiores nas capitais das regiões mais desenvolvidas (Sul e Sudeste) e menores entre os das regiões menos desenvolvidas (Norte, Nordeste e Centro-Oeste) (VELOSO et al., 2013). Nesse sentido, um ponto de corte fixo do baixo peso ao nascer para definir população de risco não é adequado e a prevalência de baixo peso ao nascer vem sendo criticada como indicador de saúde perinatal no nível populacional (WILCOX & RUSSELL, 1983).
Considerando-se a forma da distribuição do peso ao nascer e o excesso de nascimentos com baixo peso, epidemiologistas conceituaram de forma simplificada a distribuição do peso ao nascer. A curva de distribuição do peso ao nascer é uma mistura de duas distribuições representada por dois componentes que se sobrepõem: uma distribuição normal predominante, contendo a maioria dos nascimentos (entre 95% e 98%) e uma distribuição “residual”, responsável pela representação do excesso de baixo peso ao nascer (WILCOX, 2001). Para sumarizar os dois componentes da distribuição do peso ao nascer são utilizados os parâmetros, média e desvio padrão do peso ao nascer da distribuição predominante, semelhantes aos da distribuição de nascimentos a termo, e proporção dos recém-nascidos da curva residual que corresponde, aproximadamente, à proporção de pré-termos com peso inferior a 2.500g. Apesar de praticamente todos os nascimentos encontrados na distribuição residual serem pré-termos, nem todos os pré-termos encontram-se na distribuição residual. A distribuição residual é capaz de estimar o percentual de nascidos pequenos e pré-termo, considerados um grupo de alto risco de mortalidade perinatal (WILCOX & RUSSELL, 1983; WILCOX, 2001).
O risco de nascimentos pré-termos não necessariamente será alterado por uma exposição que afete o crescimento fetal. Portanto, a média da distribuição predominante pode mudar sem alterar o percentual de nascidos na distribuição residual. Observa-se também que um fator que aumente o risco de nascimentos pré-termo não necessariamente modificará a média do peso de crianças nascidas não pré-termo (o percentual da distribuição residual pode mudar sem afetar a distribuição predominante) e, portanto, pode-se afirmar que os componentes predominante e residual são independentes entre si (WILCOX & RUSSELL, 1983).
Recém-nascidos com baixo peso ao nascer incluem toda a distribuição residual mais a cauda inferior da distribuição predominante. Se há um aumento da proporção de crianças pertencentes a distribuição residual e/ou a redução da média ou o aumento do desvio padrão da distribuição predominante a prevalência de baixo peso ao nascer aumentará (WILCOX & RUSSELL, 1983).
Vale ressaltar que para a modelagem estatística das distribuições predominante e residual não é necessária a informação sobre a idade gestacional (WILCOX & RUSSELL, 1983; UMBACH e WILCOX, 1996) que apresenta problemas tanto de registro quanto do método de cálculo e estimação (PEREIRA et al, 2013; PEARL, et.al, 2007). Indicadores de saúde perinatal com base na curva de distribuição do peso ao nascer dispensam a informação sobre idade gestacional.
Em suma, os três parâmetros estimados a partir da distribuição de peso são mais adequados como indicadores de saúde perinatal no nível populacional (WILCOX & RUSSELL, 1983).
Este estudo analisou a distribuição do peso ao nascer de base populacional e indicadores de saúde perinatal no estado do Rio de Janeiro, 2011.
Metodologia
Trata-se de um estudo ecológico analítico cujos dados foram obtidos do Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos.
Foi calculada a incompletitude dos campos peso ao nascer (PN), idade gestacional (IG) e tipo de gravidez da Declaração de Nascidos Vivos e o percentual de informação ignorada para as variáveis idade gestacional e tipo de gravidez.
Foram calculados o percentual de partos não gemelares e as estatísticas sumárias do peso ao nascer e descritas suas distribuições - total e segundo idade gestacional (<22; 22 a 27; 28-31; 32-36; 37-41 e 42 e mais). Foi investigada a presença de erros de classificação da idade gestacional a partir da identificação de uma segunda moda na distribuição do peso ao nascer (PEARL et al, 2007).
Valores atípicos do peso ao nascer (PN <400 g e PN> 7000g) e inconsistências deste com a IG (IG < 22 semanas e PN≥1500 g; IG de 22 a 27 semanas e PN>2000g; IG de 28 a 31 semanas e PN, >2700g; IG de 32 a 36 semanas e PN > 4500g e IG de 37 a 41 semanas e PN >6000g ) com base nos critério da Secretaria de Vigilância em Saúde – Ministério da
Saúde foram identificados. Além dos registros com valores atípicos do PN e com inconsistências entre IG e PN foram excluídos registros de gravidez gemelar.
Foram calculadas prevalências de extremo baixo peso (<1.000g), muito baixo peso (<1.500g); baixo peso (<2.500g) e de pré-termo (<28, 28-31, 32-36, <32 e <37 semanas).
Os indicadores de saúde perinatal baseados na distribuição do peso ao nascer, propostos por Wilcox e Russel (1983), média e desvio-padrão da distribuição predominante e a proporção de recém-nascidos da distribuição residual, foram estimados utilizando-se o programa estatístico computacional em linguagem Fortran desenvolvido por Wilcox e colaboradores para essa finalidade. Tal programa foi gentilmente disponibilizado para análise, pois não se encontra mais disponível no sítio eletrônico The National Institute of
Environmental Health Sciences (NIEHS-site http://www.niehs.nih.gov/).
A modelagem do peso ao nascer pressupõe que sua distribuição é uma mistura de distribuições normal (UMBACH e WILCOX, 1996). Os dados de peso ao nascer são agrupados em intervalos de 200g e um modelo multinominal é assumido para descrever a distribuição amostral. O componente predominante tem uma distribuição normal. Para a estimativa dos parâmetros da distribuição predominante é utilizado um procedimento iterativo de máxima verossimilhança para distribuições normais truncadas, adaptado para dados agrupados. O procedimento é repetido para uma sequência decrescente de pontos de truncamento. A escolha do melhor ponto de truncamento pressupõe que à medida que os pontos de truncamento vão diminuindo, as estimativas dos parâmetros da distribuição são melhores. Entretanto, uma vez que o ponto de truncamento assume um valor na distribuição residual a qualidade das estimativas se deteriorará. Assim é selecionado como ponto de truncamento aquele que maximize a média, minimize o desvio padrão e maximize a proporção de pesos na distribuição residual.
A partir desta programação, da teoria sobre modelagem estatística de mistura de distribuições e de recursos de programação Java, o segundo autor deste artigo desenvolveu um programa computacional amigável para leitura do banco de dados do SINASC (informação individualizada sobre o peso ao nascer), incorporando opções para seleção de critérios de inclusão/exclusão de registros e saídas gráficas dos resultados.
Este estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa do IESC/UFRJ (CAAE: 10932512.8.0000.5286, Parecer 464.468 em 02/10/2013).
Resultados
Em 2011 nasceram vivos 221.164 bebês no estado do Rio de Janeiro sendo cerca de 98% não gemelares. As freqüências de incompletitude das informações peso ao nascer, idade gestacional e gemelaridade foram, respectivamente, 8 (0,0036%) , 2.517 (1,1%) e 225 (0,1%). Quanto às informações ignoradas foram registradas 154 (0,07%) para idade gestacional e 6 (0,0027%) para tipo de gravidez. Em 1 registro, as informações peso ao nascer, idade gestacional e tipo de gravidez não foram preenchidas e em 2 registros sem informação sobre o peso ao nascer, a idade gestacional foi ignorada.
Peso ao nascer inferior a 400g e superior a 7.000g (valores atípicos) corresponderam, respectivamente, a 79 e zero registro(s) de nascidos vivos. As frequências de inconsistências entre informações sobre peso ao nascer e idade gestacional foram 499 (0,2%) no total. Não ocorreu valor atípico do peso ao nascer entre os registros inconsistentes. Quanto à freqüência relativa de inconsistências entre PN e idade gestacional observou-se ser maior ocorrência entre recém-nascidos pré-termo (<37 semanas) e nenhuma entre pós-termo (42 semanas ou mais): 26,8% (<22 semanas), 9,8% (22 a 27 semanas), 14,4% (28 a 31 semanas), 0,2% (32 a 36 semanas), 0,001% (37 a 41 semanas) e zero (42 e mais). Foram excluídos registros de nascidos vivos com informações ausentes, valores atípicos de peso ao nascer, inconsistências entre peso ao nascer e idade gestacional e gemelares (total: 2,5%). A população de estudo após as exclusões correspondeu a 215.585 registros.
Foi identificada uma distribuição bimodal do peso ao nascer segundo idade gestacional inferior a 32 semanas sendo mais evidente entre recém-nascidos <22 semanas e entre 28 e 31 semanas de gestação antes das exclusões (coluna esquerda da Figura 1). Com a aplicação dos critérios de exclusão, a segunda moda do peso ao nascer foi minimizada ou desapareceu (coluna direita da Figura 1).
Fonte: Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos
Figura 1: Distribuição do peso ao nascer de nascidos vivos não gemelares segundo idade gestacional de pré-termos até 31 semanas, estado do Rio de Janeiro, 2011: coluna esquerda antes e coluna direita depois das exclusões.
Na tabela a seguir são apresentadas as estatísticas sumárias do peso ao nascer e as prevalências de baixo peso ao nascer e de pré-termo segundo indicadores clássicos de saúde perinatal. O peso médio foi 3.183g (desvio-padrão: 544,7g), metade dos nascidos vivos pesaram até 3.205g e 99%, até 4.390g. O menor e o maior peso foram 400g e 5.960g. A curva de distribuição do peso ao nascer mostrou-se assimétrica à esquerda (coeficiente de assimetria = -0,77) e leptocúrtica (coeficiente de curtose = 5,8). Para cada 100 bebês cerca de 8 nasceram com peso inferior a 2.500g e um inferior a 1.500g. A prevalência de pré-termo é maior no intervalo de 32 a 36 semanas de gestação (pré-termo moderado: 7,5%).
Tabela: Estatísticas sumárias do peso ao nascer de nascidos vivos não gemelares e prevalências de extremo, muito baixo e baixo peso ao nascer e de nascimentos extremo, muito e moderado pré-termo - estado do Rio de Janeiro, 2011.
Total de Nascidos Vivos* 215.585 Peso ao nascer (gramas)
Estatísticas sumárias
mínimo 400
máximo 5.960
média (desvio padrão) 3.183,1 (544,7)
percentil 1 1.340 percentil 25 2.900 percentil 50 3.205 percentil 75 3.515 percentil 99 4.390 Prevalências (%)
extremo baixo peso (<1.000) 0,5 muito baixo peso (<1.500) 1,3 baixo peso (<2.500) 8,0 Idade Gestacional (semanas)
Prevalências (%) extremo pré-termo (<28) 0,4 muito pré-termo (28-31) 0,8 moderado pré-termo (32-36) 7,5 pré-termo com <32 1,2 pré-termo com <37 8,7
*excluídos registros com peso ao nascer atípico, inconsistências entre peso ao nascer e idade gestacional e gemelares.
As prevalências de baixo peso ao nascer (<2.500g) e de nascimentos pré-termo (< 37 semanas) antes e depois das exclusões diminuíram de 9,1% para 8,0% e de 9,8% para 8,7%, respectivamente.
Após a modelagem dos dados de peso ao nascer foi possível identificar o componente predominante (média do peso= 3.236,5g e desvio-padrão= 462,8g) e o componente residual (2,8% do total). O ponto a partir do qual as distribuições predominante e residual se distinguem (ponto de truncagem), nessa coorte de nascimento, foi 2.200,5g, inferior ao ponto fixo de 2.500g para indicação de risco (Figura 2).
Fonte: Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos.
Figura 2: Curva de distribuição do peso ao nascer: valores observados (barras) e estimados (linha) com as estimativas da média e desvio padrão do componente predominante e em destaque à esquerda a distribuição de peso ao nascer do componente residual com a respectiva proporção de nascidos vivos do componente residual, estado do Rio de Janeiro, 2011.
Discussão
Em 2011, a completitude das informações sobre peso ao nascer, idade gestacional e tipo de gravidez constantes no Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos (SINASC) no estado do Rio de Janeiro foi próxima de 99% e, portanto, pode ser considerada excelente (ROMERO e CUNHA, 2007).
Os valores atípicos do peso ao nascer foram exclusivamente inferiores a 400g e podem representam erros de informação (registro e/ou digitação). Outra possibilidade é o erro de classificação entre natimortos e nascidos vivos (LAURENTI et al, 2005).
Inconsistências entre o peso ao nascer e idade gestacional ocorreram com maior freqüência entre pré-termos, sendo relativamente mais freqüente entre os pré-termos com menos de 22 semanas e entre 28 a 31 semanas, levando a ocorrência de uma segunda moda do peso ao nascer. Após a aplicação dos critérios de exclusão, a segunda moda do peso ao nascer foi minimizada ou desapareceu corroborando com os resultados obtidos na Califórnia, EUA após do tratamento de dados de base populacional (PEARL et al, 2007). A distribuição bimodal do peso ao nascer entre recém-nascidos pré-termos, com consequente subestimação de partos a termo, foi atribuída fundamentalmente ao método de aferição e cálculo da idade gestacional e aos erros de registro de dados de base populacional dos EUA (PEARL et al, 2007) e Suécia (HAGLUND, 2007). O ultrassom nas primeiras 20 semanas de gestação apresenta resultados mais válidos quando comparado ao cálculo da idade gestacional baseado na data da última menstruação, método de cálculo mais utilizado nos registros de base populacional, ou exames clínicos (ASSUNÇÃO et al, 2011; PEREIRA et al, 2013; HAGLUND, 2007; PEARL et al, 2007). Os critérios utilizados pelo Ministério da Saúde e aplicados aos dados do SINASC do estado Rio de Janeiro foram considerados adequados. Uma análise preliminar do banco de dados investigando inconsistências e valores atípicos deverá sempre ser realizada.
Se por um lado pode haver superestimação de pré-termos no SINASC devido aos erros de informação anteriormente discutidos, por outro, as prevalências de pré-termos com base neste sistema de informação quando comparadas aquelas estimadas em estudos nacionais com dados primários estão subestimadas (SILVEIRA et al, 2013). Os autores calcularam um fator de correção para a prevalência de nascimento pré-termo com base nos dados do SINASC e observaram uma diminuição da subestimação em 2011, ocasião na qual um novo modelo de Declaração de Nascido Vivo (DN) com um campo para o registro da
(SILVEIRA et al, 2013). No estado do Rio de Janeiro, ambos modelos de DN circularam em 2011. No presente estudo, optou-se por analisar a idade gestacional intervalar correspondente a variável “gestação” do SINASC, que independe do modelo de DN.
No Brasil, apesar da tendência crescente da prevalência de pré-termo, evidencia-se uma certa estabilidade na prevalência de baixo peso ao nascer (VICTORA et al, 2011; SILVEIRA et al, 2008). Uma possível explicação é a redução concomitante da frequência do crescimento intrauterino restrito (VICTORA et al., 2011). Em 2011, a prevalência nacional de baixo peso ao nascer foi 8,5% e de pré-termo 10,2% (BRASIL, 2014). No mesmo ano no estado do Rio de Janeiro, sem aplicação de critérios de exclusão, a prevalência de baixo peso foi superior (9,1%) e a de pré-termo inferior (9,8%) aos valores nacionais.
A informação peso ao nascer possui maior acurácia do que idade gestacional (WILCOX, 2001, THEME FILHA et. al, 2004). O peso ao nascer é mais facilmente mensurado considerando-se que atualmente a maioria dos partos ocorre em estabelecimentos de saúde.
A distribuição do peso ao nascer do estado do Rio de Janeiro apresentou a maioria dos recém-nascidos em torno do valor médio do peso ao nascer e uma assimetria à esquerda refletindo os nascimentos de maior risco perinatal. Recém-nascidos com baixo peso, considerando o ponto de corte fixo de 2.500g, são uma mistura de recém-nascidos de maior risco perinatal (a cauda inferior da distribuição de peso ao nascer) e recém-nascidos que comparativamente com os anteriores, de menor risco perinatal, como bebês a termo. Após a modelagem dos dados, foi possível distinguir os dois componentes da distribuição do peso ao nascer. O ponto de truncagem da distribuição do peso ao nascer estimado foi 2.200,5g. Este é o valor de peso que distingue a maioria dos recém-nascidos, predominantemente a termo e de menor risco perinatal (componente predominante) e os bebês pré-termo e pequenos, de maior risco perinatal (componente residual) (WILCOX, 2001). Para fins de monitoramento da saúde perinatal deve-se estar atento, por exemplo, a uma redução expressiva da média ou um aumento do desvio padrão do peso ao nascer do componente predominante que pode representar um aumento do número de bebês com crescimento intrauterino restrito ou um aumento da proporção residual que representaria um aumento da freqüência de recém-nascidos pequenos e pré-termos com maior risco perinatal (WILCOX, 2001).
Existem poucos estudos nacionais que utilizaram essa análise da distribuição do peso ao nascer. A proporção de recém nascidos do componente residual da distribuição do PN no estado do Rio de Janeiro em 2011 (2,8%) foi inferior ao estimado para a capital em 2010 (3,2%) (NASCIMENTO, 2013) e para a cidade de Ribeirão Preto, São Paulo (3,4%) e
superior ao estimado para cidade de São Luiz, Maranhão (2,4%) (SILVA et al., 2005), ambos na década anterior. No final da década de oitenta, nos países europeus e EUA a proporção de recém-nascidos da distribuição residual foi 2,2% no País de Gales, Bélgica e Dinamarca, 1,8% na Suécia e 3,1% nos EUA (BUEKENS et al., 1995). Em 1973, Hungria e Noruega apresentaram, respectivamente, cerca de 3,8% e 2,4% (BJERKEDAL et. al, 1989). Em todos os estudos foram excluídos recém-nascidos gêmeos. Deve-se atentar para a diversidade da escala geográfica e temporal dos exemplos anteriores.
Buekens e colaboradores (1995) afirmam que diferenças entre dois componentes residuais correspondem às diferenças entre as prevalências de pré-termo de duas populações, como no caso da Bélgica (4,4%) e EUA (9,3%). No estudo de Silva e colaboradores (2005), as prevalências de pré-termos (< 37 semanas) nas cidades de Ribeirão Preto (12,7%) e São Luís (12,1%) não apresentaram diferenças estatisticamente significantes. Entretanto, os autores chamam a atenção que não houve nenhum tratamento prévio dos dados primários, no sentido de minimizar ou eliminar a distribuição bimodal do peso ao nascer de pré-termos com idade gestacional inferior a 33 semanas observada em São Luís (em Ribeirão Preto a distribuição do peso ao nascer foi unimodal). O excesso de nascimento pré-termo em Ribeirão Preto pode ter sido em função do erro de classificação da idade gestacional, mais comum em São Luís, e o maior percentual de cesariana em Ribeirão (55,1% e 33,2%) (SILVA et al., 2005).
Concluindo, a força deste estudo é a estimativa de indicadores de saúde perinatal de base populacional, representativos, disponibilizados pelo Ministério da Saúde e válidos para maioria das unidades federativas, baseados apenas na distribuição do peso ao nascer. Embora a informação da idade gestacional também esteja disponibilizada no SINASC esta apresenta menor validade. Este problema também é relatado em relação aos sistemas de informações de base populacional de países desenvolvidos. Também foi demonstrada a importância do tratamento dos dados utilizando-se critérios para detecção de valores atípicos e inconsistências entre peso ao nascer e idade gestacional. Os indicadores de saúde perinatal estimados a partir da análise da distribuição do peso ao nascer devem ser utilizados para fins de monitoramento. Uma limitação para o seu uso é a indisponibilidade atual do programa computacional desenvolvido por Wilcox e colaboradores para estimação de tais indicadores.
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