Introdução

O Brasil, acompanhando a tendência mundial, apresentou redução na mortalidade infantil, mas uma força de declínio de igual valor não foi percebida na mortalidade neonatal, sugerindo falhas na qualidade da assistência obstétrica e neonatal. O componente neonatal da mortalidade infantil reflete a qualidade dos serviços ofertados às mães e aos recém-nascidos durante o período antenatal, parto e neonatal ¹ . A adequada assistência na pré-gravidez, gestação, parto e ao recém-nascido são consideradas intervenções imprescindíveis à promoção da saúde neonatal, no entanto, as profundas desigualdades nacionais e regionais, o acesso limitado aos cuidados necessários, a iniquidade na distribuição de leitos intensivos neonatais e a fragilidade dos serviços prestados, contribuem como fatores associados ao risco de morte neonatal ^{1 , 2 , 3 , 4} .

O aprofundamento desta problemática por meio de estudos multicêntricos dirigidos à promoção de práticas adequadas e melhoria da qualidade da atenção perineonatal são exemplos de iniciativa e cooperação das redes neonatais multicêntricas nacionais e internacionais. A Rede Norte-Nordeste de Saúde Perinatal (RENOSPE), implantada em 2006 pretendeu aprimorar a competência do sistema público de saúde nas áreas de gestão, assistência, ensino e pesquisa perinatal por meio da articulação de uma rede de unidades neonatais de maternidades públicas secundárias e terciárias localizadas nos estados do Norte e Nordeste do Brasil ⁵ .

Esse estudo objetivou determinar os fatores associados à mortalidade intra-hospitalar no período neonatal, utilizando a modelagem hierarquizada das variáveis explicativas referentes às características individuais relacionadas à mãe, à assistência no pré-natal, parto e período neonatal e aos recém-nascidos internados em Unidades de Neonatais de Alto Risco (UTIN) integrantes da RENOSPE no Nordeste do Brasil.

Metodologia

Trata-se de um estudo longitudinal, multicêntrico de base hospitalar. Foi realizado com os dados coletados das UTIN dos estados do Maranhão, Piauí, Ceará, Rio Grande do Norte, Paraíba, Pernambuco, Alagoas, Sergipe e Bahia, no período compreendido entre julho e dezembro de 2007.

A população que originou a amostra deste estudo compreendeu 5.102 recém-nascidos internados em UTIN integrantes da pesquisa Diagnóstico da Qualidade da Atenção Perinatal em Instituições de Saúde Participantes da RENOSPE . A RENOSPE é uma iniciativa da Área Técnica da Saúde da Criança e Aleitamento Materno do Ministério da Saúde, financiada com recursos do Fundo Nacional de Saúde. Consideraram-se perdas os casos em que a variável alta da UTIN tinha informação ignorada, sendo assim distribuída entre os estados: Maranhão (um registro), Paraíba (sete registros) e Piauí (dois registros). Foram considerados para compor a amostra os recém-nascidos internados após o nascimento em UTIN integrantes da RENOSPE, cujo registro no banco de dados original contivesse o modo de saída da UTIN e com modo de entrada na UTIN que não incluísse transferência de outro estabelecimento de saúde. Os critérios de exclusão foram: recém-nascidos internados em UTIN com modo de entrada transferência, aqueles com malformação congênita ou com campo referente a essa informação ignorado e aqueles registros no banco de dados que indicaram óbito ocorrido na sala de parto. Após a retirada de 1.016 registros cujo modo de entrada na UTIN indicava transferência e de 453 recém-nascidos malformados ou com campo referente à malformação ignorado, elegeu-se a amostra para este estudo.

A amostra compreendeu 3.623 nascimentos vivos internados em 34 UTIN integrantes da RENOSPE. Destes, 654 (18,1%) evoluíram para óbito durante o período neonatal e 2.969 (81,9%) que sobreviveram a esse período internados na unidade. Os recém-nascidos que receberam alta da UTIN (para domicílio ou leito mãe Canguru) foram considerados sobreviventes ao período da internação nas UTIN integrantes da RENOSPE.

A variável dependente foi o óbito durante o período neonatal ocorrido em recém-nascidos internados nas UTIN. O seguimento dos recém-nascidos internados nas UTIN participantes da RENOSPE e elegíveis para esse estudo compreendeu desde a admissão à alta da unidade.

As variáveis independentes foram agrupadas em três blocos hierárquicos. Esses blocos foram organizados nos níveis distal, intermediário I e II e proximal em relação ao desfecho e adaptados a partir da proposta de modelo hierarquizado para investigação do óbito infantil neonatal ⁶ . As variáveis foram:

• Bloco I (variáveis distais) – características sociais, econômicas e demográficas: cor da pele materna (branca, outra); anos de estudo da mãe (< 4; ≥ 4); ocupação materna (trabalho dentro do lar ou fora do lar);

• Bloco II (variáveis intermediárias I) – características maternas: idade materna (< 20, 20-34, 35 e mais); número de gestações (1-2, 3-4, 5 ou mais); número de abortos (nenhum, 1-2, 3-4, 5 ou mais); número de filhos natimortos (nenhum, 1-4, 5 ou mais);

• Bloco II (variáveis intermediárias II) –assistência pré-natal e ao parto: número de consultas pré-natal (nenhuma, 1-6, 7 ou mais); tipo de parto (vaginal, cesáreo, fórceps); duração da gestação (< 37 semanas, ≥ 37 semanas); uso de corticoide antenatal entre recém-nascidos com peso ao nascer < 1.500g (presente, ausente); intercorrências na gestação: infecção urinária, corioamnionite, sofrimento fetal, ruptura prematura das membranas, retardo do crescimento intrauterino, parto prematuro, descolamento prematuro da placenta, hipertensão arterial, pré-eclâmpsia, eclâmpsia, oligodramnia, diabetes gestacional, diabetes prévio, mãe HIV, mãe com hepatite B, sífilis e toxoplasmose gestacional (presente, ausente);

• Bloco III (variáveis proximais) – sexo, condição de saúde do nascido vivo e da atenção neonatal e uso de tecnologias: peso ao nascer (< 2.500g, ≥ 2.500g); escore de Apgar no 1 ^o e 5 ^o minutos (< 7, ≥ 7); reanimação (sim, não); oxigênio suplementar (sim, não); ventilação com máscara (sim, não); uso de tubo endotraqueal (sim, não); massagem cardíaca (sim, não); uso de adrenalina (sim, não); uso de surfactante entre recém- nascidos com peso ao nascer < 1.500g (sim, não) e sexo do recém-nascido (feminino, masculino).

O questionário para coleta de dados foi elaborado com base na Ficha Neonatal da Rede Gaúcha de Neonatologia, da Rede Brasileira de Pesquisas Neonatais e do questionário da Vermont Oxford Network (VON). Um pesquisador de campo (médico ou enfermeiro) foi treinado pela coordenação da RENOSPE em cada estado, que coletou periodicamente, a partir dos prontuários, os dados dos recém-nascidos, desde o momento da internação até o desfecho (alta, transferência ou óbito).

Para o processamento do arquivo de dados foi utilizado o software de domínio público Epi Info 6.04D (Centers for Disease Control and Prevention, Atlanta, Estados Unidos) e o SAS System versão 9.3 (SAS Inst., Cary, Estados Unidos). A razão de chances ( odds ratio – OR) foi a medida de associação utilizada para avaliar a associação entre a exposição aos fatores de risco estudados e a morte antes de completar o 28 ^o dia de vida. Primeiramente realizou-se a análise descritiva das variáveis e posteriormente a análise bivariada com distribuição de frequência, cálculo do OR bruto e da significância estatística de associação entre as variáveis independentes em relação à dependente, utilizando o teste de Wald. Foram utilizadas as Equações de Estimação Generalizadas ( Generalized Estimating Esquations – GEE) para a análise de associação entre as variáveis independentes e o desfecho, que intencionam análise correlacionada em indivíduos de um mesmo grupo ⁷ .

A seguir foi realizada a análise multivariada, o procedimento estatístico para ajuste dos efeitos de confusão foi a regressão logística, tendo sido utilizada a medida de OR com as variáveis pré-selecionadas na etapa anterior em cada bloco, de acordo com a hierarquização apresentada no modelo conceitual. A análise multivariada foi ponderada pela variável denominada estado federativo. Foram incluídas todas as variáveis com valor de p ≤ 0,20 na análise bivariada. Foram considerados como potenciais fatores de confusão, as variáveis selecionadas que alteraram em 10% (para mais ou menos) os valores da medida de OR. A significância estatística das associações foi verificada em função do erro alfa igual a 0,05 (5%), sendo construídos intervalos de 95% de confiança (IC95%). As variáveis denominadas ocorrência de toxoplasmose e hepatite B, que compuseram o Bloco II (nível intermediário II), apesar da probabilidade < 20%, não foram incluídas no modelo de regressão logística devido aos expressivos valores ignorados e que possivelmente ocasionaram associações espúrias, bem como apresentaram efeitos de interação com as variáveis tipo de parto, consultas pré-natal e escore de Apgar no 5º minuto de vida. O componente de erro foi mensurado através do teste de ajustamento ( godness of fit test ), encontrando-se qui-quadrado Hosmer-Lemeshow = 14,87 e valor de p = 0,0615.

O projeto foi submetido e aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Universidade Federal do Ceará sob protocolo n ^o 342/2011 e obtido o Termo de Fiel Depositário para utilização dos dados da RENOSPE.

Resultados

Do total de 3.623 recém-nascidos internados em UTIN que compuseram a amostra, distribuiram-se segundo os estados: Alagoas (260/7,2%), Bahia (451/12,4%), Ceará (687/19%), Maranhão (593/16,4%), Paraíba (375/10,4%), Pernambuco (504/13,9%), Piauí (233/6,4%), Rio Grande do Norte (177/4,9%) e Sergipe (343/9,5%). Observou-se que os estados de Sergipe (343/9,5%), Rio Grande do Norte (177/4,9%), Piauí (233/6,4%) e Alagoas (260/7,2%) apresentaram os menores valores percentuais em relação ao total de internações em UTIN. No entanto, os estados do Piauí e Sergipe, não obstante o número reduzido de recém-nascidos internados em UTIN, apresentaram valores percentuais de óbitos similares às outras unidades de tratamento intensivo neonatal, respectivamente 12,2% e 13,1%. Apesar de o estado do Ceará ter apresentado o maior número de internações em UTIN desse estudo (687/19%), o percentual de óbitos (73/11,2%) foi inferior ao do Estado de Pernambuco (16,4% de óbito intra-hospitalar).

Entre os 3.623 recém-nascidos internados em UTIN, 654 (18,1%) evoluíram para óbito no período neonatal durante a internação na unidade. Quase ¼ dos recém-nascidos (152/654 – 23,2%) evoluíram para óbito nas primeiras 24 horas e 68,5% (448/654) desses óbitos ocorreram na primeira semana de vida do recém-nascido.

Dentre as variáveis do Bloco I (nível distal da modelagem hierarquizada), apenas a variável cor da pele materna foi selecionada para a análise multivariada, por apresentar p ≤ 0,20 (p = 0,2025), no entanto com OR = 1,23 e IC95%: 0,89-1,72. A escolaridade materna não alcançou associação estatisticamente significante com p > 20% (p = 0,5682) (OR = 0,92; IC95%: 0,68-1,24). A ocupação materna apresentou na análise bivariada OR = 1,04 e IC95%: 0,89-1,21, não evidenciando associação com o desfecho com p = 0,5661 ( Tabela 1 ).

O Bloco II (nível intermediário I da modelagem hierárquica) inclui as características maternas. A idade materna apresentou p ≤ 0,20 (p = 0,0217) foi selecionada para compor o modelo de regressão logística multivariada devido à categoria < 20 anos ter apresentado OR = 1,22; IC95%: 0,91-1,62; p = 0,1695. As demais variáveis que compuseram esse nível hierárquico não apresentaram p ≤ 20%, muito embora a categoria 3-4 abortos tenha apresentado probabilidade no valor limite do critério adotado nesse estudo (p ≤ 0,20) para compor a análise multivariada (p = 0,21) ( Tabela 2 ).

Dentre as variáveis que compuseram o Bloco II (nível intermediário II) referente às características da assistência ao pré-natal e ao parto foram selecionadas para a análise multivariada por apresentarem p ≤ 0,20: número de consultas pré-natal (OR = 2,68; IC95%: 1,94-3,69), tipo de parto (OR = 0,54; IC95%: 0,44-0,66), duração da gestação em semanas (OR = 2,91; IC95%: 1,84-4,57), uso de corticoide antenatal (OR = 0,61; IC95%: 0,47-0,79), ocorrência de corioamnionite na gestação (OR = 1,62; IC95%: 1,12-2,33), sofrimento fetal (OR = 1,40; IC95%: 0,91-2,16), parto prematuro (OR = 1,81; IC95%: 1,21-2,72), descolamento prematuro da placenta (OR = 1,62; IC95%: 1,18-2,24), pré-eclâmpsia (OR = 0,70; IC95%: 0,53-0,93), oligradrâmnia (OR = 1,45; IC95%: 1,12-1,88), diabetes prévio à gestação (OR = 0,41; IC95%: 0,19-0,89), mãe portadora de hepatite (OR = 0,26; IC95%: 0,05-1,28) e toxoplasmose (OR = 0,69; IC95%: 0,48-1,01) ( Tabela 3 ).

Quanto às variáveis relativas ao sexo, às condições de saúde do recém-nascido e atenção neonatal – uso de tecnologias que compuseram o nível proximal (Bloco III) – as variáveis significativas na análise bivariada foram: peso ao nascer < 2.500g (OR = 3,57; IC95%: 2,32-5,49), Apgar no 1 ^o minuto < 7 (OR = 3,15; IC95%: 2,62-3,79), Apgar no 5 ^o minuto < 7 (OR = 4,50; IC95%: 3,72-5,43), reanimação do recém-nascido (OR = 3,32; IC95%: 2,73-4,04), de oxigênio suplementar(OR = 2,38; IC95%: 1,93-2,93), ventilação com máscara (OR = 2,81; IC95%: 2,15-3,67), intubação endotraqueal (OR = 5,60; IC95%: 3,80-8,27), massagem cardíaca (OR = 3,78; IC95%: 2,96-4,81), uso de adrenalina (OR = 4,36; IC95%: 2,73-6,98) e o não uso de surfactante (OR = 0,36; IC95%: 0,28-0,47) ( Tabela 4 ).

Os resultados do modelo final da análise multivariada de acordo com a modelagem proposta estão apresentados na Tabela 5 . Na primeira etapa da modelagem, foi realizada regressão logística das variáveis independentes do Bloco I (nível distal) cujos valores de p ≤ 0,20. Apenas a variável cor da pele materna (branca como categoria de referência) foi analisada e a OR ajustada para as variáveis do nível distal e ponderada pelos estados, manteve-se com valor de OR = 1,23 (IC95%: 0,89-1,72) e p = 0,2025.

Na segunda etapa, o mesmo processo foi realizado acrescentando-se ao modelo a variável idade materna pertencente ao Bloco II (nível intermediário I) que obteve valor p ≤ 0,20. Nessa etapa, a categoria menor de 20 anos da variável idade da mãe apresentou OR = 1,22 (IC95%: 0,91-1,62) e p = 0,1662. O efeito sobre a categoria > 35 anos permaneceu sem associação com o desfecho estudado (OR = 0,96; IC95%: 0,78-1,17; p = 0,7263). A introdução da variável idade da mãe não alterou a associação sobre a variável cor da pele materna.

Na etapa posterior, as variáveis do Bloco II (nível intermediário II) foram incluídas ao modelo de regressão logística, composto pela cor da pele materna (categoria parda/negra/outras) e idade da mãe (categoria menor de 20 anos de idade): número de consultas pré-natal, tipo de parto, duração da gestação, uso de corticoide antenatal, corioamnionite, sofrimento fetal, parto prematuro, descolamento prematuro de placenta (DPP), pré-eclâmpsia, oligodramnia, diabetes prévio. A cor da pele materna, após a inclusão dessas variáveis, apresentou variação da probabilidade em 35% (OR = 1,19; IC95%: 0,86-1,64; p = 0,2764), sendo excluída do modelo explicativo do óbito em UTIN. A categoria < 20 anos da variável idade materna teve seu efeito esvaziado ao adicionar as variáveis do Bloco II (OR = 1,06; IC95%: 0,78-1,43; p = 0,6804), bem como a categoria > 35 anos (OR = 0,89; IC95%: 0,72-1,10; p = 0,3147), ambas foram retiradas do modelo de regressão logística. Apesar da associação estabelecida na análise bivariada, a duração da gestação não se associou ao desfecho após o ajuste apresentando OR ajustada 1,27 (IC95%: 0,78-2,06) e p = 0,3322. Similar comportamento apresentaram as variáveis corioamnionite (OR = 1,14; IC95%: 0,81-1,59; p = 0,4311), parto prematuro (OR = 0,89; IC95%: 0,56-1,41; p = 0,643) e DPP (OR = 1,48; IC95%: 0,97-2,26; p = 0,0625).

Após o ajuste da interação entre os efeitos das variáveis sobre o desfecho permaneceram no modelo ajustadas pelas variáveis dos níveis intermediários I e II: número de consultas pré-natal (nenhuma consulta) OR = 1,35; IC95%: 1,06-1,72; p = 0,012, tipo de parto (categoria cesariana) com efeito protetor (OR = 0,59; IC95%: 0,49-0,70; p < 0,0001), o não uso de corticoide antenatal (OR = 1,48; IC95%: 1,09-2,01; p = 0,0108), sofrimento fetal (OR = 1,54; IC95%: 1,09-2,18; p = 0,0144), pré-eclâmpsia com efeito protetor sobre o óbito em UTIN (OR = 0,73; IC95%: 0,55-0,98; p = 0,0371), oligodramnia (OR = 1,38; IC95%: 1,03-1,86; p = 0,0283) e associação com diabetes mellitus prévio (OR = 0,55; IC95%: 0,32-0,96; p = 0,0353).

Na última etapa da modelagem, foram incluídas as variáveis do Bloco III (proximais) referentes às condições de saúde do nascido vivo e da atenção neonatal – uso de tecnologias. Perderam seu efeito sobre o desfecho as variáveis: número de consultas pré-natal – categoria ausência de consultas (OR = 0,94; IC95%: 0,81-1,11; p = 0,5168), sofrimento fetal (OR = 1,09; IC95%: 0,84-1,42; p = 0,4926), diabetes mellitus prévio (OR = 0,53; IC95%: 0,23-1,22; p = 0,1386). As variáveis pertencentes ao Bloco III do modelo que na presença das anteriores não mantiveram associação estatisticamente significante com o óbito intra-hospitalar: escore de Apgar no 1 ^o minuto < 7(OR = 1,12; IC95%: 0,98-1,28; p = 0,0847), reanimação (OR = 1,34; IC95%: 0,87-2,06; p = 0,1777), oxigênio suplementar (OR = 0,99; IC95%: 0,69-1,43; p = 0,9842), ventilação com máscara (OR = 1,05; IC95%: 0,73-1,50; p = 0,787), massagem cardíaca (OR = 1,45; IC95%: 0,93-2,28; p = 0,0983), adrenalina (OR = 1,61; IC95%: 0,67-3,84; p = 0,279).

Após o ajuste para os três níveis hierárquicos do modelo de determinação do óbito em UTIN, as variáveis que permaneceram associadas que compuseram o modelo final da regressão logística multivariada, apresentados na Tabela 5 , foram: tipo de parto (categoria: cesariana) com OR ajustada = 0,72; IC95%: 0,56-0,95; p = 0,0195; uso de corticoide antenatal entre recém-nascidos < 1.500g (categoria: não utilização) com OR ajustada = 1,51; IC95%: 1,01-2,25; p = 0,041; ocorrência de pré-eclâmpsia com OR ajustada = 0,73; IC95%: 0,56-0,95; p = 0,0207; oligodramnia com OR ajustada = 1,57; IC95%: 1,17-2,10; p = 0,0022; peso ao nascer (< 2.500g) com OR ajustada = 1,40; IC95%: 1,03-1,90; p = 0,0274; escore de Apgar 5 ^o minuto (categoria < 7) com OR ajustada = 2,63; IC95%: 2,21-3,14; p < 0,0001; uso de tubo endotraqueal cuja OR ajustada = 1,95; IC95%: 1,31-2,91; p = 0,001; uso de surfactante entre recém-nascidos < 1.500g (categoria não utilização de surfactante) com OR ajustada = 0,54; IC95%: 0,43-0,69; p < 0,0001. Houve associação entre a variável independente uso de surfactante analisada nesse estudo em uma subamostra de recém-nascidos internados em UTIN com peso inferior a 1.500g, revelando que aqueles recém-nascidos que não utilizaram a tecnologia apresentaram menor risco ao óbito intra-hospitalar

Discussão

As primeiras limitações desse estudo baseiam-se nos achados de que a carga de trabalho dos profissionais de UTIN interfere nos resultados intermediários do cuidado neonatal e, portanto, deve ser considerada na avaliação dos desfechos na UTIN ⁸ . Nessa casuística, essas falhas não foram avaliadas, devido à difícil mensuração de eventos adversos ocorridos em UTIN, tais como extubação acidental, obstrução do tubo endotraqueal e desconexão acidental do circuito do ventilador. Outro aspecto relaciona-se à impossibilidade de utilização do escore de risco pela falta de preenchimento, representada por 60% de valores ignorados no escore SNAPPE II, dificultando as comparações entre a mortalidade em diferentes UTIN.

A amostra de conveniência confere aos resultados validade interna e devem ser interpretados com cuidado quando utilizados como referência a outros subgrupos populacionais. Ressaltamos a possibilidade de discordância em relação a condutas específicas diante dos problemas apresentados pelos recém-nascidos entre todos os serviços das diferentes UTIN, bem como das condições de trabalho e tecnológicas. Cabe salientar que as diferenças entre centros responsáveis pelos cuidados intensivos neonatais são relatadas por vários estudos e presume-se que estejam ligadas às práticas assistenciais, tornando-se difícil estabelecer qual a melhor combinação de práticas ^{9 , 10} .

É provável que a similaridade das populações de recém-nascidos internados em UTIN integrantes da RENOSPE nos nove estados do Nordeste, principalmente relacionadas às condições socioeconômicas e demográficas, tenha contribuído para o não estabelecimento de relações entres as variáveis do nível distal e o óbito em UTIN, mesmo testando-se categorias desagregadas das variáveis cor da pele e escolaridade materna. É possível também que as variáveis socioeconômicas e demográficas analisadas e os critérios de definição adotados nesse estudo não foram suficientes para retratar a realidade. A morte ocorrida no período neonatal parece mais influenciada pelos fatores assistenciais diretos em detrimento às condições sociais sugerindo, portanto, que o fator social determina a qualidade da atenção prestada a essa população. As dificuldades de acesso aos serviços de pré-natal, parto e cuidados ao recém-nascido, relacionam-se à homogeneidade das condições socioeconômicas das populações usuárias do Sistema Único de Saúde (SUS) ^{11 , 12 , 13} .

A literatura aponta que a cesariana aumenta a morbimortalidade materna e do recém-nato, e aumenta substancialmente os gastos assistenciais quando comparado ao parto vaginal. No entanto, o parto operatório, em gestações de alto risco, é considerado um procedimento relevante para a redução dos riscos perinatais, aumentando a sobrevida dos recém-nascidos ¹⁴ . As indicações do parto operatório variam desde o sofrimento fetal, falta de progresso no trabalho de parto, apresentação pélvica e a pré-eclâmpsia ¹⁵ . Nesse estudo, a associação protetora entre parto cesariana pode ser explicada pela característica da amostra de recém-nascidos, ou seja, oriundos de UTIN e, portanto, de gestações de alto risco. Há relatos que recém-nascidos de extremo baixo peso apresentam maior risco de óbito quando nascem por via vaginal ^{16 , 17} .

Nesse estudo, a não utilização do uso de corticoide antenatal foi fator de risco para óbito intra-hospitalar entre recém-nascidos de muito baixo peso. Tem sido descrito que o uso do corticosteróide antenatal apresenta efeito protetor em relação à mortalidade neonatal, bem como na diminuição da gravidade e incidência da síndrome do desconforto respiratório (SDR) e menor ocorrência da hemorragia intracraniana, por favorecer o processo de aceleração da maturidade pulmonar ^{18 , 19 , 20} . Estudo para avaliar o risco de morte intra-hospitalar entre recém-nascidos com peso entre 500g e 1.500g em Londrina, Paraná, concluiu que a utilização de corticosteróide antenatal associou-se como fator protetor na análise multivariada, apresentando OR ajustada 0,33 (IC95%: 0,18-0,60) ¹⁷ . O estudo de uma coorte de crianças atendidas nos hospitais universitários pertencentes à Rede Brasileira de Pesquisas Neonatais concluiu que as crianças nascidas de mães que receberam corticosteróide antenatal eram significativamente mais maduras, tanto em relação ao peso como em idade gestacional e apresentaram melhores condições de nascimento ¹⁸ . Apesar da eficácia e recomendação universal do corticoide antenatal para gestação de risco com possibilidade de nascimento antes da 34 ^a semana, observou-se no presente estudo sua utilização em 39,3% dos recém-nascidos entre 24-34 semanas gestacionais e em 43,7% dos recém-nascidos com peso inferior a 1.500g. De acordo com o Relatório do Projeto de Análise e Intervenção para Melhoria do Cuidado Neonatal no Brasil em 25 maternidades brasileiras entre outubro de 2009 e julho de 2010, as proporções de uso de corticoide antenatal segundo as regiões brasileiras foram: Sul (47,5%), Sudeste (55,6%), Centro-oeste (50,5%), Norte (14,7%) e Nordeste (42,7%) ²¹ . Em estudo sobre os fatores perinatais associados ao óbito precoce em prematuros nascidos nos centros da Rede Brasileira de Pesquisas Neonatais, o uso de corticoide antenatal variou de 12% (embora 92% das gestantes tivessem acompanhamento pré-natal) até 88% ²² . Ao estudar os fatores relacionados com a mortalidade neonatal em uma Unidade de Terapia Intensiva Neonatal de um Hospital Escola da Universidade Federal de Pelotas, Pelotas, Rio Grande do Sul, apenas 48% dos recém-nascidos com menos de 34 semanas de gestação receberam corticoide antenatal ²³ .

Nesse estudo, a ocorrência de pré-eclâmpsia apresentou associação protetora sobre o óbito intra-hospitalar. Resultados similares são descritos na literatura em relação à presença de síndrome hipertensiva durante a gestação e efeito protetor do óbito neonatal precoce. Na Austrália e Nova Zelândia foram analisados 11.498 nascidos de muito baixo peso entre 25 e 32 semanas e constatou-se que a hipertensão materna foi considerada um fator protetor independente do óbito intra-hospitalar, com OR ajustada de 0,46 (IC95%: 0,36-0,50) ²⁴ . A análise ajustada de uma coorte prospectiva conduzida em 17 UTIN no Canadá evidenciou maior sobrevida entre recém-nascidos entre 24 e 42 semanas, entre aqueles cujas mães apresentaram hipertensão ²⁵ . Nas mães hipertensas pode ocorrer diferenças na nutrição placentária e transferência de oxigênio, podendo ocorrer uma redução na autorregulação do fluxo arterial no espaço interviloso, com consequente aumento da perfusão e da passagem materno-fetal de nutrientes e oxigênio, levando ao aumento da sobrevida neonatal ²² .

A diminuição do volume de líquido amniótico em relação à idade gestacional é denominada oligodramnia, cujas causas incluem a ruptura prematura das membranas amnióticas, insuficiência placentária, anomalias congênitas, síndromes hipertensivas, tabagismo materno e pós-datismo ^{26 , 27} . Estudo desenvolvido para avaliar desfechos perinatais entre casos com oligodramnia sem rotura de membranas amnióticas mostrou associação ao aumento do risco de parto operatório, sofrimento fetal agudo e malformações fetais ²⁷ . Nessa casuística, a presença de oligodramnia entre os recém-nascidos internados em UTIN configurou-se como fator de risco independente para a ocorrência de óbito intra-hospitalar.

O baixo peso ao nascer é considerado o principal preditor isolado da mortalidade infantil e neonatal. Considerado importante indicador geral do nível de saúde de uma população, é determinado por diversos fatores correlacionados, dentre eles: precariedade das condições sociais, econômicas e ambientais. Em contraposição, observa-se uma singularidade: o aumento das taxas de baixo peso ao nascer em algumas cidades brasileiras cujo padrão de vida é mais elevado. Em relação à realidade de Ribeirão Preto, São Paulo, há indícios de uma mudança na cultura de intervenção tecnológica no período perinatal e a comparação entre duas coortes de nascimento na década de 1970 e 1990 revelou que a cesárea, que não tinha importância na primeira coorte, foi determinante na segunda ^{28 , 29} . Há outros fatores explicativos, pelo menos parcialmente, para o paradoxal aumento das taxas de baixo peso ao nascer em grandes centros urbanos: determinações incorretas da idade gestacional, subregistro de nascidos vivos, comportamento diferenciado da mulher nas áreas urbanas, tais como a frequência maior do hábito de fumar na gestação, o estilo de vida, incluindo o estresse no trabalho ²⁹ .

O índice de Apgar reflete as condições de vitalidade do recém-nascido e, aliado a outras variáveis, integra o indicador denominado near miss neonatal , objetivando identificar preditores de morte ^{30 , 31} . O índice de Apgar no quinto minuto desse estudo obteve maior magnitude de associação em relação ao índice de Apgar no primeiro minuto, achado também encontrado entre nascidos nos centros da Rede Brasileira de Pesquisas Neonatais ²² . A associação estatisticamente significante entre o índice de Apgar no quinto minuto e a morte intra-hospitalar entre recém-nascidos internados em UTIN encontrada nesse estudo assemelha-se aos resultados do estudo realizado em Pelotas ²³ , confirmando-a como uma variável preditora da mortalidade neonatal. Resultados encontraram OR ajustada 2,8 (IC95%: 1,4-5,4) para o escore de Apgar 0-6 no 5 ^o minuto e destacaram a melhoria da vitalidade fetal ao nascer como fator passível de intervenção que guarda associação com o óbito neonatal precoce em prematuros de muito baixo peso ²² . Outro estudo desenvolvido para estimar fatores de risco para óbito durante a internação em UTIN de Hospital Universitário de Taubaté, São Paulo, também mostrou associação do Apgar de 5 ^o minuto < 7 com o óbito intra-hospitalar ³² . Estudo publicado sobre a sobrevida e fatores de risco para a mortalidade neonatal em uma coorte de muito baixo peso da região sul do Munícipio de São Paulo encontrou probabilidade entre a morte neonatal e escore de Apgar < 7 no 5º minuto de 2,21 (IC95%: 1,28-3,83) ³³ . Esses resultados sugerem a necessidade de medidas de suporte adequadas, sistemáticas e uniformes a fim de reduzir o sofrimento fetal e aumentar a sobrevida.

A utilização do tubo endotraqueal na amostra de recém-nascidos mostrou-se associada ao óbito intra-hospitalar. É provável que os recém-nascidos desse estudo que necessitaram utilizar o tubo endotraqueal, o fizeram em associação a outra tecnologia de reanimação neonatal, e que a gravidade clínica guarde relação com a utilização dessa tecnologia. Nas UTIN, a intubação traqueal é realizada nos casos de indicação de ventilação mecânica e administração de surfactante ²⁰ . A reanimação do recém-nascido deprimido constitui-se uma das 16 estratégias de intervenções de impacto sobre a redução das mortes neonatais ¹⁹ . O risco de haver necessidade de procedimentos de reanimação é maior quanto menor a idade gestacional e/ou o peso ao nascer e na prática, a necessidade de reanimação depende da avaliação de quatro situações referentes à vitalidade: gestação a termo; ausência de mecônio; respiração ou choro; tônus muscular ^{20 , 34} . A ventilação mecânica associou-se fortemente ao risco de óbito em UTIN em estudo em Taubaté, destacando-se a associação entre a necessidade de utilização dessa tecnologia e a gravidade clínica dos neonatos ³² . Destaca-se a existência de um despreparo para o cuidado imediato das complicações do parto/nascimento, como a reanimação e estabilização materna e neonatal, e ainda, a necessidade de manejo adequado, dado a imprevisibilidade das complicações que são esperadas em 15% dos partos, mesmo na gestação de baixo risco e estimam que 3% dos recém-nascidos apresentam asfixia grave ao nascer e necessitam reanimação ³⁵ . Sobre a indicação da intubação no processo de reanimação, há discussões em relação à necessidade de habilidade e experiência do profissional, visto que recém-nascidos em mãos menos experientes, podem apresentar elevado risco de complicações e maior risco de infecção ³⁴ .

A SDR é afecção respiratória frequente entre prematuros, cuja principal causa é a deficiência quanti-qualitativa do surfactante alveolar ^{20 , 36} . O surfactante, implantado na década de 1990, aumenta a sobrevida de recém-nascidos com peso e idade gestacional cada vez menores, melhorando o cuidado perinatal ^{17 , 20 , 35} . Nesse estudo, o uso de surfactante entre recém-nascidos com muito baixo peso apresentou efeito protetor entre aqueles que não utilizaram, provavelmente relaciona-se à gravidade clínica dos recém-nascidos que utilizaram a tecnologia. O percentual entre os recém-nascidos com peso < 1.500g que fizeram uso de surfactante foi de 56,4%. Comparando-se, dentre os 327 recém-nascidos de muito baixo peso que evoluíram para óbito, 49,9% utilizaram, e entre os 328 que sobreviveram à internação em UTIN, 50,1% foi administrado surfactante. Em países desenvolvidos, elevado percentual de uso desta tecnologia é destacada pela Rede Vermont Oxford Network desde 1999, cujos resultados mostram que entre 26.007 recém-nascidos com peso entre 501 e 1.500g, 62% receberam surfactante ³⁷ . De acordo com o Relatório do Projeto Melhoria do Cuidado Neonatal no Brasil em 25 maternidades de outubro de 2009 a julho de 2010, as proporções de uso surfactante segundo as regiões: Sul (73,3%), Sudeste (64,6%), Centro-oeste (76,6%), Norte (50,7%) e Nordeste (60,9%) ²¹ . Estudo desenvolvido entre prematuros nascidos em oito centros da Rede Brasileira de Pesquisas Neonatais encontrou frequência relativamente baixa de uso de surfactante (média de 49%). Apenas duas UTIN administraram pelo menos uma dose de surfactante nos primeiros minutos de vida, ainda na sala de parto, variando entre 32% até 68% ²² . Estudo longitudinal em Londrina, entre recém-nascidos com peso entre 500 e 1.500g, demonstrou que o uso de surfactante não apresentou efeito protetor em relação ao óbito intra-hospitalar e apontou que esses resultados poderiam ser explicados pelo uso tardio ¹⁷ . Estudo de coorte entre neonatos com idade gestacional entre 23 e 34 semanas mostrou que as crianças cujas mães receberam corticosteróide antenatal precisaram de menos surfactante exógeno, demostrando que a associação sinérgica entre duas tecnologias favorece a prevenção e redução da gravidade da SDR ¹⁸ . Resultado de estudo conduzido em 14 distritos administrativos da região sul do Município de São Paulo revelou uso de surfactante em 52% dos recém-nascidos e um baixo emprego entre aqueles com < 1.000g (18,8%), sugerindo a necessidade de condutas e parâmetros definidos para a utilização de tecnologias ³³ . Coorte prospectiva de 774 recém-nascidos com peso < 1.500g oriundos de todos os hospitais-maternidades com UTIN na cidade de Fortaleza, Ceará, mostrou que o surfactante foi utilizado em 52,8% e foi realizado em momento inadequado, possivelmente não repercutindo em redução da morbimortalidade ³⁸ . Apesar da comprovada eficácia de surfactante, é oportuno destacar que, a inadequação no manejo dessa tecnologia, seja pelo emprego isolado ou tardio, compromete a eficácia no controle da SDR.

Considerações finais

Esses dados reforçam que as causas de morte intra-hospitalar em recém-nascidos internados em UTIN são determinadas principalmente pela qualidade e condições de assistência à gestação, ao parto e ao recém-nato, dependendo assim de ações dirigidas ao desenvolvimento e fortalecimento dos serviços de saúde materno- infantil, principalmente na organização da rede assistencial.