Introdução

A mortalidade infantil é um indicador de condições de saúde e qualidade de vida de uma população. Seu monitoramento serve de subsídio para políticas de Saúde Pública que visem ao bem-estar da mulher e da criança. ^1,2 Globalmente, a taxa de mortalidade infantil (TMI) reduziu-se de 63 para 35 óbitos por 1 mil nascidos vivos, no período de 1990 a 2012.

No município de Goiânia, capital do estado de Goiás, houve redução tanto do número absoluto de óbitos quanto das taxas de mortalidade.

Desigualdades geográficas ficam evidentes ao se observar que, nos países de alta renda, a TMI sofreu redução de 12 para 5 óbitos por 1 mil nascidos vivos no mesmo período 1990-2012, enquanto os países de baixa renda passaram de 104 para 56 óbitos por 1 mil nascidos vivos. ³ Segundo dados mais recentes do Fundo das Nações Unidas para a Infância (United Nations Children's Fund [UNICEF]), houve redução adicional da TMI global de 35 para 29 óbitos por 1 mil nascidos vivos no período 2012-2018. ⁴ No município de Goiânia, capital do estado de Goiás, houve redução tanto do número absoluto de óbitos quanto das taxas de mortalidade. A TMI passou de 17,8 (1996) para 12,9 (2012) e 10,5 óbitos por 1 mil nascidos vivos em 2018, embora mantendo patamares inferiores à média nacional em 2012 e 2018: 13,5 e 12,2 óbitos por 1 mil nascidos vivos, respectivamente. ⁵

O componente neonatal da mortalidade infantil – óbitos infantis ocorridos entre 0 e 27 dias de vida – é fortemente influenciado pela qualidade da atenção prestada à saúde, enquanto o componente pós-neonatal – óbitos infantis ocorridos entre 28 e 364 dias de vida – recebe forte influência dos determinantes socioeconômicos e ambientais. Nos anos 1970, as principais causas de morte infantil foram as doenças infecciosas e nutricionais. A partir do início dos anos 1990, houve uma mudança nessa predominância, desde então atribuída às afecções perinatais. Os determinantes da nova configuração dos óbitos infantis incluem a redução da fecundidade, a ampliação da Atenção Primária à Saúde (APS), a melhora do nível de escolaridade das mães e a expansão da cobertura vacinal. ^6–8 O Brasil cumpriu a meta do Objetivo de Desenvolvimento do Milênio de redução da mortalidade infantil em dois terços até 2015, tendo como referência a taxa de 1990; ⁹ contudo, os patamares atuais da mortalidade infantil no Brasil, comparativamente, permanecem superiores aos dos países de alta renda, ¹⁰ sugerindo que o Brasil deva perseguir uma meta mais ousada de redução desse indicador.

Um dos principais desafios para a redução da mortalidade infantil, diante dos níveis atuais, é a redução da desigualdade intraurbana. Dois estudos que avaliaram a probabilidade de morte infantil nas coortes de nascidos vivos em Goiânia, entre os anos de 1992 e 1996, ^11,12 nos distritos sanitários da capital goiana, identificaram padrão de ocorrência espacial heterogêneo, com referência à mortalidade neonatal com áreas de alto risco distribuídas em todos os distritos sanitários, enquanto, para o período pós-neonatal, os maiores riscos se encontraram concentrados nos distritos Noroeste e Norte. Passadas duas décadas, todavia não existem novos estudos dedicados à avaliação do perfil intraurbano da mortalidade infantil nos distritos sanitários de Goiânia.

O objetivo principal do presente estudo foi justamente estimar a magnitude dos componentes neonatal e pós-neonatal da mortalidade infantil, e fatores associados, na coorte de nascidos vivos de mães residentes em Goiânia no ano de 2012.

Métodos

Trata-se de estudo de coorte retrospectiva, utilizando como fonte de dados o banco de dados nominais do Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos (Sinasc), referente ao ano de 2012, e o banco do Sistema de Informações sobre Mortalidade (SIM), referente aos anos de 2012 e 2013 – ou seja, dos nascidos vivos em 2012, com óbito em 2012 ou 2013.

O local do estudo foi Goiânia, GO, região Centro-Oeste do Brasil. A população estimada do município era de 1.333.767 habitantes em 2012. De acordo com dados de 2019, Goiânia apresenta um produto interno bruto (PIB) per capita de R$ 28.343,10. ¹³ O município subdivide-se em 65 distritos urbanos de planejamento, definidos em 1992, segundo critérios de homogeneidade socioeconômica. ¹⁴ Atualmente, esses distritos conformam sete regiões geográficas de saúde, denominadas distritos sanitários Sul, Campinas-Centro, Leste, Norte, Oeste, Sudoeste e Noroeste.

Goiânia conta com a cobertura da Estratégia Saúde da Família (ESF) de 68.351 famílias, e dispõe de três maternidades públicas municipais, uma delas de referência de alto risco, sob gestão estadual, e outra federal, instalada no Hospital das Clínicas da Universidade Federal de Goiás. Além dos serviços públicos, existem leitos obstétricos e neonatais contratados pelo Sistema Único de Saúde (SUS) em maternidades de hospitais privados e filantrópicos. ¹³

Os bancos de dados nominais foram obtidos junto à Secretaria de Estado da Saúde de Goiás.

O banco de dados da pesquisa foi composto por todos os 21.346 nascidos vivos de mães residentes no município de Goiânia no ano de 2012, constituído de todos os nascidos vivos de mães residentes em Goiânia, com Declaração de Nascido Vivo (DN) informada pelo Sinasc, no ano de 2012. Os óbitos infantis, neonatais e pós-neonatais, ocorridos na coorte de nascidos vivos do ano de 2012, foram identificados no SIM mediante relacionamento entre os dois bancos de dados.

Os desfechos do estudo foram os óbitos infantis – definidos como óbitos de nascidos vivos menores de 1 ano de idade – em seus componentes neonatal (0 a 27 dias de vida) e pós-neonatal (28 dias a menos de 1 ano de idade).

Para análise dos fatores determinantes da mortalidade infantil, as variáveis foram categorizadas como determinantes distais, determinantes intermediários e determinantes proximais do óbito infantil, conforme a classificação de Mosley e Chen: ¹⁵

Para a identificação dos óbitos pertencentes à coorte de nascidos vivos no ano de 2012, foi realizado procedimento de relacionamento probabilístico dos bancos de dados, utilizando-se o software OpenRecLink 3.1. Esse procedimento consistiu das seguintes etapas:

As TMI nos períodos neonatal e pós-neonatal foram estimadas utilizando-se como numerador os óbitos neonatais (0 a 27 dias de vidas) e pós-neonatais (28 a 364 dias de vida) referentes aos anos de 2012 e 2013, pertencentes à coorte de nascidos vivos do ano de 2012, e como denominador, os nascidos vivos em 2012, de mães residentes em Goiânia:

Os óbitos infantis e os nascidos vivos foram georreferenciados nas regiões de saúde do município de Goiânia, para estimar as taxas de mortalidade infantil neonatal e pós-neonatal por cada uma dessas regiões.

Para a análise dos determinantes da mortalidade infantil, realizou-se regressão logística bivariada e multivariável. Foram calculadas as razões de chances ( odds ratio [OR]) brutas e ajustadas, com seus respectivos intervalos de 95% de confiança (IC_95%). As variáveis com valor de p menor que 0,20 na análise bivariada foram introduzidos no modelo multivariado, em cada nível hierárquico, tendo permanecido no modelo as que apresentaram valor de p<0,05 em cada nível hierárquico e as que se revelaram como fator de confusão para as demais variáveis do mesmo nível hierárquico. A análise foi realizada por níveis hierárquicos de determinação: distal, intermediário e proximal. As variáveis do nível distal foram ajustadas apenas pelas do mesmo nível. As variáveis do nível intermediário foram ajustadas entre si e com as variáveis significativas do nível distal. As variáveis do nível proximal foram ajustadas entre si e com as variáveis significativas dos níveis distal e intermediário. A qualidade de ajuste do modelo foi avaliada pelo teste de Hosmer e Lemeshow, com valores entre 0,9 e 1,0.

As categorias de referência para cada variável foram definidas com base na literatura revisada e em estudos anteriores, realizados em Goiânia, para possibilitar comparabilidade dos resultados em anos diferentes.

Foram utilizados os softwares OpenReclink 3.1, para o linkage probabilístico entre as bases de dados, e IBM® SPSS Statistics 25, para a análise estatística.

O Comitê de Ética em Pesquisa da Universidade Federal de Goiás (CEP/UFG) aprovou o projeto do estudo mediante o Parecer n° 1.058.681, emitido em 11 de maio de 2015.

Resultados

O banco de dados final foi composto por um total de 21.346 nascidos vivos de mães residentes no município de Goiânia no ano de 2012. A qualidade do preenchimento foi superior a 95% para as variáveis selecionadas, à exceção de raça/cor da pele da mãe e semanas de gestação, 80,9% e 86,0% respectivamente ( Tabela 1 ). Foram identificados 21.081 sobreviventes e 265 óbitos infantis na coorte de nascidos vivos em 2012, sendo 201 óbitos no período neonatal e 64 óbitos no período pós-neonatal. A TMI foi de 12,4 óbitos por 1 mil nascidos vivos: a TMI neonatal, de 9,4 óbitos por 1 mil nascidos vivos, e a TMI pós-neonatal, de 3,0 óbitos por 1 mil nascidos vivos. No período neonatal precoce (0-6 dias de vidas), foram 6,6 óbitos por 1 mil nascidos vivos; e no período neonatal tardio (7-27 dias de vidas), de 2,8 por 1 mil nascidos vivos.

Para o período neonatal, entre fatores associados à mortalidade, não foi observado determinante estatisticamente significativo para o nível distal. Entretanto, para o nível intermediário, foram identificados os seguintes fatores: mães que realizaram 4 a 6 consultas de pré-natal (OR=4,57 – IC_95% 2,96;7,04) e 0 a 3 consultas de pré-natal (OR=13,10 – IC_95% 7,48;22,96). Revelou-se como fator de proteção o parto cesáreo (OR=0,54 – IC_95% 0,37;0,79) ( Tabela 2 ). Para os determinantes proximais, foram fatores de risco: gestação de 34 a 36 semanas (OR=4,11 – IC_95% 1,92;8,76), gestação de 19 a 34 semanas (OR=6,25 – IC_95% 2,26;17,29), peso ao nascer de 1.500 a 2.499g (OR=2,70 – IC_95% 1,21;6,07) e peso ao nascer menor que 1.500g (OR=62,42 – IC_95% 22,72;171,48) ( Tabela 2 ).

No período pós-neonatal, o fator que se mostrou associado à mortalidade foi o número de consultas de pré-natal de 0 a 3 (OR=4,16 – IC_95% 1,51;11,43) ( Tabela 3 ). No nível proximal, os fatores associados foram: peso ao nascer de 1.500 a 2.499g (OR=6,71 – IC_95% 2,58;17,51) e peso ao nascer menor que 1.500g (OR=18,74 – IC_95% 4,04;87,00) ( Tabela 3 ).

Quanto à magnitude da mortalidade nos distritos sanitários de Goiânia, a estimativa da taxa de mortalidade no período neonatal variou de 6,45 óbitos por 1 mil nascidos vivos, no distrito Norte, até 10,32 óbitos por 1 mil nascidos vivos no distrito Sudoeste. Já no período pós-neonatal, a mortalidade variou de 1,30 óbito por 1 mil nascidos vivos no distrito Norte até 4,23 óbitos por 1 mil nascidos vivos no Distrito Oeste. Não foram observadas diferenças estatisticamente significativas ( Tabela 4 ).

Discussão

O estudo estimou a magnitude da mortalidade infantil neonatal e pós-neonatal para o município de Goiânia e seus distritos sanitários, entre os quais a magnitude das taxas difere, com maior risco de mortalidade neonatal no distrito Sudoeste e menor no distrito Norte. Os principais fatores associados à mortalidade no período neonatal e pós-neonatal foram o número inadequado de consultas de pré-natal, a prematuridade e o baixo peso ao nascer.

As taxas de mortalidade infantil nos períodos neonatal e pós-neonatal em Goiânia, no ano de 2012, foram inferiores às observadas em dois estudos que estimaram as probabilidades de morte nos períodos neonatal e pós-neonatal, nas coortes de nascidos vivos dos anos de 1992 a 1996. A comparação entre as taxas de 2012 e as de 1992 e 1996 mostrou uma variação percentual de redução, de 14,5% e 24,5% respectivamente, para os dois períodos. ^11,12 A comparação das taxas de Goiânia com as de outros países mostra os valores da capital de Goiás superiores aos dos países de alta renda. ¹⁰

No período neonatal, a redução foi inferior à do período pós-neonatal; provavelmente, devido à melhoria socioeconômica e do nível de instrução das mães residentes em regiões mais carentes da cidade. Nos anos 1990, a região de saúde Noroeste apresentava os riscos mais elevados de mortalidade e os piores indicadores socioeconômicos, comparados aos das demais regiões; foi também a região que apresentou maior redução percentual da mortalidade infantil no período entre 1996 e 2012, em que se observou expansão da Atenção Básica em Saúde para 100% da população da região e construção de uma maternidade com modelo assistencial de parto humanizado, estrutura física adequada e profissionais qualificados. ^{11,12,16–18}

Em relação ao componente neonatal, o menor percentual de redução pode-se dever à invasão de óbitos neonatais precoces de residentes em outros municípios, que autorreferiram residência no município de Goiânia no momento de atendimento: a capital do estado é referência para unidade de terapia intensiva (UTI) neonatal, com disponibilidade de 98 leitos. ¹⁹ A disponibilidade de leitos de UTI neonatal em Goiânia é suficiente para atender, além da população residente no município, parte dos municípios pactuados na Programação e Pactuação Integrada (PPI) do estado de Goiás. De fato, a Saúde Pública de Goiânia acolhe recém-nascidos de risco oriundos de todo o estado e dos estados vizinhos. Outra hipótese para essa procura pode ser a baixa qualidade do pré-natal e a ausência de leitos obstétricos em maternidade pública nos distritos sanitários de adensamento populacional mais recente, cuja população apresenta baixo nível socioeconômico e alto risco de morte neonatal. ^16,18

Em 2012, a magnitude da mortalidade infantil neonatal e pós-neonatal nos distritos sanitários de Goiânia foi mais elevada nos distritos Sudoeste e Oeste, onde se assistiu a um rápido aumento da população de baixa renda, resultado de migração entre bairros de Goiânia, ou de municípios da região metropolitana da capital. Outros fatores que contribuíram para esse risco elevado podem ser a baixa cobertura da Saúde da Família e a ausência de maternidade pública nessas duas regiões. ^16–18

A análise dos fatores associados à mortalidade neonatal e pós-neonatal mostrou que o número inadequado de consultas de pré-natal foi estatisticamente significativo para os dois componentes da mortalidade infantil. ^1,20 Uma atenção pré-natal de qualidade, com número adequado de consultas, realização de exames laboratoriais e devida atenção às intercorrências, reduz o risco de complicações na gravidez e no parto. ²⁰ Estudo que avaliou uma população com característica semelhante à de Goiânia observou que a mortalidade neonatal é possível de ser reduzida em até 34%, com a implementação de acompanhamento pré-natal de qualidade. ²¹

O baixo peso ao nascer e a prematuridade foram os determinantes com os maiores valores de odds ratio no período neonatal. Os dois fatores apresentam alta magnitude, devido ao fato de se situarem no nível mais proximal da cadeia de determinação da mortalidade infantil. ⁶ Os determinantes distais, como a condição socioeconômica, a escolaridade, a raça/cor da pele da mãe, acesso a serviços de saúde de qualidade, são determinantes hierarquicamente superiores na cadeia de causalidade do baixo peso e da prematuridade, estes os determinantes proximais dos óbitos infantis. ^6,15 A pesquisa ‘Nascer no Brasil’ ²² mostrou que o baixo peso foi a variável de maior força de associação com a mortalidade neonatal, em que a prematuridade esteve presente em quase um terço dos casos. Segundo a citada pesquisa, as principais causas de prematuridade foram o aumento da maternidade em mulheres acima de 35 anos de idade, a melhora na aferição da idade gestacional e as modificações no limite de viabilidade (melhora no registro de nascidos vivos de muito baixo peso ao nascer).

O efeito protetor do parto cesariano, observado aqui, também foi identificado em estudos anteriores, que avaliaram a mortalidade infantil na mesma Goiânia, na coorte de 1992 e nas de 1992 a 1996, e em análises dos determinantes da mortalidade infantil em outras capitais brasileiras. ^11,12,23,24 Esse efeito protetor da cesárea pode estar relacionado ao fato de, em Goiânia, 75% dos nascimentos acontecerem por essa via de parto, realizado em centro cirúrgico, sob a tutela de um obstetra e com menor risco de complicações relacionadas ao parto normal – como líquido amniótico com mecônio, macrossomia e complicações infecciosas. ²⁵ Para efeito de comparação, estudo realizado em Florianópolis, SC, apresentou 53% de partos cesáreos, sem diferença estatisticamente significativa em relação a desfecho ‘óbito infantil’. ¹ Estudo de caso-controle, sobre os determinantes da mortalidade infantil em 27 capitais brasileiras, cuja população de estudo, igualmente, constitui-se dos óbitos infantis ocorridos em 2012, observou fator de proteção no tipo de parto cesáreo, tanto na análise das capitais da região Centro-Oeste quanto de todas as capitais brasileiras. ²³ Estudos realizados nos Estados Unidos mostram que nascidos vivos de alto risco, que vêm à luz em hospitais com leitos de UTI neonatal, apresentam baixa mortalidade, inclusive aqueles com extremo baixo peso ao nascer. ^21,26

Não houve diferença nas chances de óbito pelas variáveis ‘escolaridade’, ‘raça/cor da pele da mãe’, ‘situação conjugal’ e ‘idade da mãe’. Estudo de revisão sistemática, ²⁶ sobre os fatores determinantes do óbito infantil, mostrou que os métodos de análise estatística apresentam limitações para a avaliação dos determinantes da mortalidade infantil dos diferentes níveis hierárquicos de determinação. Os fatores proximais apresentam maior significância estatística, quando comparados aos determinantes distais e intermediários, o que explica a maior força de associação dos fatores mais proximais, como baixo peso ao nascer e prematuridade, e a ausência de significância estatística da escolaridade e da raça/cor da pele da mãe. ²⁶ Estudos transversais que avaliaram os determinantes do near miss neonatal em Joinville, SC, ²⁷ e em Teresina, PI, ²⁸ tampouco observaram associação estatisticamente significativa da raça/cor da pele da mãe e da situação conjugal com o óbito infantil.

Entre as limitações do estudo, destaca-se a utilização dos bancos de dados secundários SIM e Sinasc, os quais podem apresentar problemas de qualidade no preenchimento de algumas variáveis. Falhas no SIM podem ocorrer no processamento dos dados e no preenchimento das declarações de óbito (DO) fora do padrão recomendado pelo Ministério da Saúde. A cobertura do SIM e do Sinasc foi de 90% no estado de Goiás, em 2012, ²⁹ com percentual de completude do preenchimento das variáveis de 97,9% no período de 2006 a 2010. ³⁰ O Ministério da Saúde, em parceria com estados e municípios, tem avançado no aumento da cobertura e da qualidade do preenchimento da DO, embora permanecem limitações em relação à mortalidade infantil, fazendo-se necessário utilizar estimativas indiretas nos estados com maior percentual de sub-registro. ^29,30

Os resultados deste estudo podem subsidiar a gestão municipal do SUS e o controle social de Goiânia, para o maior conhecimento da magnitude e dos principais fatores de risco para a mortalidade infantil. Eles possibilitam a identificação das desigualdades da mortalidade infantil entre os distritos sanitários do município, e os principais fatores associados à mortalidade nos períodos neonatal e pós-neonatal. E são recomendados, ademais, para a orientação, expansão e qualificação da assistência pré-natal e da atenção ao parto e ao recém-nascido, nas regiões de saúde de Goiânia.