Artigos

Introdução
A mortalidade infantil é um importante indicador das condições de saúde e das desigualdades no acesso e na qualidade da atenção maternoinfantil1. Apesar dos avanços na redução desse indicador no Brasil, especialmente nos componentes pós-neonatal e infantil tardio, a mortalidade neonatal ainda concentra cerca de 70% dos óbitos em menores de cinco anos2, evidenciando desafios persistentes no pré-natal, no parto e no cuidado imediato ao recém- nascido3,4.
O near miss neonatal (NMN) tem sido utilizado como indicador complementar à mortalidade neonatal, por identificar recém-nascidos que enfrentam risco iminente de morte, mas sobrevivem5. Sua análise contribui para avaliar a qualidade da assistência e reconhecer falhas e fatores evitáveis não captados apenas pelos óbitos6. Apesar da ampla aceitação do conceito, há heterogeneidade nos critérios de definição e mensuração, o que gera grande variação das estimativas, com taxas de NMN podendo ser de duas a até dez vezes superiores às da mortalidade neonatal, dependendo dos critérios e do contexto7,8.
A ocorrência de NMN é associada a múltiplos fatores sociodemográficos, maternos, neonatais e assistenciais6-9. Apesar disto, no Sudeste do Brasil, região que concentra expressiva proporção dos nascimentos por conta do maior quantitativo hospitalar do país, as investigações sobre fatores associados ao NMN permanecem escassas e, em geral, restritas a estudos locais e com uso de diversos critérios de definição desse desfecho8,10. Ademais, observa-se insuficiência de estudos analíticos populacionais que articulem determinantes sociodemográficos, clínicos e assistenciais, representando uma importante lacuna científica e de gestão em saúde.
Diante disso, este estudo tem por objetivo analisar a associação entre fatores sociodemográficos, características/hábitos maternos, aspectos organizacionais dos serviços de saúde, complicação obstétrica, tipo de parto e a ocorrência de NMN em hospitais públicos e privados da região Sudeste do Brasil.
Métodos
Trata-se de uma coorte prospectiva de nascidos vivos da região Sudeste, obtida por questionários aplicados às puérperas e por dados de prontuários do estudo Nascer no Brasil II (2021–2023). Detalhes do delineamento e da metodologia estão descritos em Theme Filha et al.¹¹ e Leal et al.¹².
A amostra nacional incluiu 20.276 recém-nascidos (20.051 vivos, 225 natimortos e 73 óbitos neonatais). No Sudeste, foram 7.827 RN (7.737 vivos, 90 natimortos e 24 óbitos neonatais). Para esta análise, utilizaram-se 7.552 nascidos vivos de gestações únicas.
Foram incluídas mulheres internadas para parto (vivo ou natimorto) ou aborto em hospitais com ?100 nascidos vivos anuais (SINASC). Excluíram-se puérperas com dificuldades de comunicação, partos múltiplos e casos admitidos por aborto que receberam alta ainda gestantes. Este estudo considerou apenas nascidos vivos de gestações únicas da região Sudeste, excluindo múltiplas, natimortos e abortos.
O desfecho NMN foi definido segundo Pileggi-Castro et al.?, abrangendo critérios pragmáticos (peso <1.750 g, idade gestacional <33 semanas, Apgar <7 no 5º minuto) e critérios de manejo (ventilação mecânica, reanimação, intubação, antibióticos, entre outros). Recém-nascidos que sobreviveram ao período neonatal e apresentaram ?1 desses critérios foram classificados como NMN.
O modelo hierárquico do NMN foi estruturado a partir dos fatores de risco para óbito neonatal¹³, organizando as variáveis em níveis distal, intermediário e proximal, conforme sua proximidade com o desfecho e o modelo teórico-conceitual (Figura 1).
No nível distal, incluíram-se variáveis sociodemográficas: tamanho do hospital (<1.000/?1.000 NV/ano), tipo de pagamento (público/privado), localização do domicílio (urbano/rural), idade materna (10 a 19, 20 a 34, 35 a 39, ?40 anos), cor da pele (branca, preta, parda/asiática/indígena), situação conjugal (com/sem companheiro), escolaridade (fundamental incompleto/sem informação; fundamental completo; médio completo; superior completo), trabalho remunerado na gestação (sim/não) e renda familiar (sem informação; 1º–5º quintis).
No nível intermediário, incluíram-se variáveis das características/hábitos maternos e da organização dos serviços: paridade (primípara, 1–2, ?3 partos); IMC pré-gestacional (baixo peso, eutrofia, sobrepeso/obesidade); síndromes hipertensivas gestacionais (SHG) (não/sim); diabetes (não, pré-gestacional, gestacional); sífilis (não/sim); início do pré-natal (?12, 13–20, 21–27, >28 semanas/sem pré-natal); adequação do número de consultas (<50%/não fez, 50–74%, 75–99%, 100%); tabagismo e etilismo na gestação (não/sim).
No nível proximal, foram incluídas a morbidade materna grave antes do parto (não/sim) e o tipo de parto (normal, fórceps/vácuo, cesariana). O sexo do recém-nascido (masculino/feminino) não integrou os níveis hierárquicos, mas foi incorporado ao modelo final por ser importante preditor da mortalidade neonatal8.
O estado nutricional pré-gestacional foi classificado pelo IMC conforme o Institute of Medicine14. As SHG seguiram a classificação da American College of Obstetricians and Gynecologists 15. A morbidade materna grave (MMG) foi definida segundo critérios da OMS16, incluindo eventos como descolamento prematuro de placenta, rotura uterina, eclâmpsia, síndrome HELLP, hipertensão grave, edema pulmonar, insuficiência respiratória, convulsões, choque, trombocitopenia e crise tireotóxica.

Quadro 1. Modelo teo?rico-conceitual dos fatores preditores do near miss neonatal na região Sudeste do Brasil


Inicialmente, estimaram-se frequências absolutas e relativas das variáveis preditoras. Na análise bivariada, aplicaram-se teste qui-quadrado de Pearson, o odds ratio (OR) e os intervalos de confiança (IC) de 95%. A análise multivariada utilizou regressão logística, adotando o OR como medida de associação entre características maternas, sociodemográficas, assistência e NMN. Variáveis com p<0,25 na bivariada foram incluídas no modelo, permanecendo aquelas com p<0,05.
O estudo principal foi aprovado pelo CEP/ENSP-Fiocruz (Parecer nº 4.104.073; CAAE: 21633519.5.0000.5240), conforme a Resolução CNS 466/2012 Saúde17,18, e todas as participantes assinaram um termo de consentimento livre e esclarecido.

Resultados
Foram analisados 7.552 nascidos vivos; 940 (12,45%) preencheram critérios de NMN. Entre os pragmáticos, destacaram-se idade gestacional <33 semanas (10,85%), peso <1.750 g (10,11%) e Apgar <7 (6,06%), totalizando 17,87%. Nos critérios de manejo, 97,81% tiveram intervenção (12,17% do total), sobretudo fototerapia nas primeiras 24h (70,75%), antibióticos (37,34%) e CPAP (31,70%) (Tabela 1).
No Sudeste, 67,9% dos partos ocorreram no setor público e 32,1% no privado. No público predominaram ensino médio (53,1%), fundamental (25,1%), renda mais baixa (18,5%), multíparas (47,6%) e parto normal (50,4%). No privado, ensino superior (54,4%), renda alta (52,3%), primíparas (55,8%) e cesarianas (81,3%). Hipertensão crônica (7,4%), pré-eclâmpsia (4,2%) e sífilis (8,1%) foram mais comuns no público. O pré-natal foi mais adequado no privado (85,8%) e a MMG maior no público (13,0%) (Tabela 2).
A Tabela 3 apresenta os resultados da análise bivariada. No nível distal, foram associados ao NMN: residência em área urbana (OR=1,74; IC95%: 1,15–2,61), idade materna ?40 anos (OR=1,34; IC95%: 1,01–1,78) e não viver com companheiro (OR=1,43; IC95%: 1,16–1,77).
No nível intermediário, o NMN se associou às síndromes hipertensivas (hipertensão crônica, OR=1,43; pré-eclâmpsia, OR=2,29; pré-eclâmpsia sobreposta, OR=2,57; hipertensão não especificada, OR=1,89), ao diabetes pré-gestacional (OR=2,76; IC95%: 1,83–4,16), à sífilis materna (OR=5,48; IC95%: 4,07–7,38), ao início tardio ou ausência de pré-natal (OR=1,97; IC95%: 1,26–3,07), à inadequação do número de consultas (OR=2,40; IC95%: 1,60–3,61), ao tabagismo (OR=2,04; IC95%: 1,55–2,69) e ao etilismo gestacional (OR=1,43; IC95%: 1,13–1,80). No nível proximal, foram associadas as seguintes variáveis: MMG (OR=2,24; IC95%: 1,81–2,77), parto por fórceps/vácuo (OR=2,51; IC95%: 1,47–4,28) e sexo masculino do recém-nascido (OR=1,23; IC95%: 1,04–1,46) (Tabela 3)
No modelo multivariado, o NMN manteve associação com residir em área urbana (ORaj=1,75; IC95%: 1,15–2,65), não viver com companheiro(a) (ORaj=1,36; IC95%: 1,11–1,67), síndromes hipertensivas (hipertensão crônica: ORaj=1,39; pré-eclâmpsia: ORaj=2,35; pré-eclâmpsia sobreposta: ORaj=2,59; hipertensão não especificada: ORaj=2,06), diabetes pré-gestacional (ORaj=2,76; IC95%: 1,78–4,28), sífilis materna (ORaj=5,44; IC95%: 3,96–7,48), inadequação do pré-natal (<50% das consultas: ORaj=2,14; IC95%: 1,44–3,18), consumo de álcool (ORaj=1,50; IC95%: 1,11–2,02), MMG antes do parto (ORaj=1,96; IC95%: 1,43–2,69), parto fórceps/vácuo (ORaj=2,39; IC95%: 1,39–4,13) e sexo masculino (ORaj=1,23; IC95%: 1,03–1,47) (Tabela 4).

Tabela 1. Incidência de near miss neonatal total conforme os critérios pragmáticos e de manejo. Região Sudeste, 2021-2023


Tabela 2. Características sociodemográficas, obstétricas e da organização dos serviços de saúde segundo tipo de pagamento do parto. Região Sudeste, 2021-2023

Tabela 3. Análise bivariada dos fatores sociodemográficos, características/hábitos maternos, aspectos organizacionais dos serviços de saúde, complicação obstétrica, tipo de parto e a ocorrência de near miss neonatal. Região Sudeste, 2021-2023

Tabela 4. Regressão multivariada dos fatores sociodemográficos, características/hábitos maternos, aspectos organizacionais dos serviços de saúde, complicação obstétrica, tipo de parto e a ocorrência de near miss neonatal. Região Sudeste, 2021-2023

Discussão
Pelo critério de Pillegi-Castro et al.7 a incidência de NMN foi 12,45%, semelhante a estudos nacionais21,22. Entre os critérios pragmáticos, predominaram prematuridade (10,85%) e baixo peso (10,11%). Estudo em hospitais de alto risco no Recife encontrou 8,59% de nascimentos <33 semanas23. A frequência de baixo peso, porém, diferiu da relatada em outras investigações20,24.
Quanto aos critérios de manejo, 97,81% dos casos de NMN tiveram alguma intervenção, indicando maior gravidade23. Em estudo com 4.571 puérperas, Assis et al. 25 encontraram menores frequências de fototerapia (4%), antibióticos (3,8%) e CPAP (2,1%), enquanto Carvalho et al. 26 observaram ventilação mecânica em 66,8% dos casos27. As discrepâncias refletem diferenças populacionais, critérios diagnósticos e complexidade assistencial, reforçando a necessidade de padronização e contextualização das práticas7,20,27.
Entre as variáveis socioeconômicas do modelo hierárquico, Residir em área urbana aumentou em 75% a chance de NMN (ORaj=1,75; IC95%: 1,15–2,65). Estudos reforçam o papel dos fatores sociodemográficos na morbimortalidade neonatal28,29. Em coorte nacional, hospitais situados em capitais também elevaram o risco de NMN (RRaj=1,89; IC95%: 1,40–2,55) 22. Assim, mesmo com maior infraestrutura, a sobrecarga e as desigualdades urbanas podem comprometer os desfechos neonatais22,30,31.
Não viver com companheiro aumentou em 36% a chance de NMN (ORaj=1,36; IC95%: 1,11–1,67), reforçando o papel do suporte social na gestação. De forma consistente, Pereira et al. 22 observaram maior ocorrência de desfechos graves entre mulheres sem vínculo conjugal, atribuída à menor adesão ao pré-natal e maiores barreiras de acesso.
A literatura aponta as morbidades maternas como fortes preditoras de desfechos neonatais graves32-34. A sífilis foi a condição mais associada ao NMN neste estudo (ORaj=5,44). Em coorte prospectiva, Kate et al. 35 também identificaram risco mais que triplicado, sobretudo com pré-natal tardio ou tratamento inadequado. Reconhecida como marcador de vulnerabilidade e falhas na vigilância336,37, a sífilis congênita segue como indicador das desigualdades no cuidado pré-natal37.
A hiperglicemia materna é amplamente reconhecida como determinante da morbidade perinatal38-40. Neste estudo, o diabetes pré-gestacional quase triplicou o risco de NMN (ORaj=2,76), achado consistente com Pereira et al.22 (RRaj=2,63). As síndromes hipertensivas também elevaram o risco de NMN (ORaj=2,35 e 2,59). Evidências nacionais e internacionais mostram maior prematuridade e piores desfechos neonatais entre gestantes com hipertensão41,42, reforçando que a descompensação pressórica prejudica a perfusão placentária e aumenta o risco de hipóxia fetal43,44.
Mulheres que realizaram menos de 50% das consultas recomendadas apresentaram risco duas vezes maior de NMN (ORaj = 2,14), achado consistente com a literatura45,46. Em Brasília, Modes et al. 47 também observaram maior risco com menos de seis consultas (OR = 2,20). Esses resultados reforçam a importância do pré-natal adequado para identificar precocemente condições maternas de risco e reduzir o NMN22,50-52.

O consumo de álcool na gestação aumentou em 50% a chance de NMN (ORaj = 1,50). A literatura confirma que o etilismo materno compromete o crescimento fetal e eleva complicações neonatais neonatais53-55, apontando para a necessidade de triagem e aconselhamento no pré- natal56.
Em relação à MMG, reconhecida como fator de risco para desfechos neonatais adversos, este estudo identificou aumento de 1,96 vezes na chance de NMN, em consonância com a literatura57,58. De forma similar, coorte prospectiva em Uganda, com 220 mulheres, mostrou que a MMG quadruplicou o risco de desfechos perinatais adversos (RRaj=4,02; IC95%: 2,32–6,98), como prematuridade, baixo peso ao nascer e necessidade de terapia intensiva neonatal59.
O parto instrumental por fórceps ou vácuo aumentou em 2,39 vezes a chance de NMN, indicando que intervenções obstétricas de emergência refletem maior gravidade clínica60,61.
O sexo masculino também se associou ao risco de NMN (ORaj=1,23), devido à maior vulnerabilidade biológica, como imaturidade pulmonar e maior propensão ao desconforto respiratório e prematuridade62. Assim, o sexo deve compor modelos de ajuste e análises de vigilância neonatal, considerando também influências sociais e assistenciais63.
Embora este estudo seja regional, seus achados dialogam com os de Pereira et al.22 ao confirmar o papel central das síndromes hipertensivas e do diabetes pré-gestacional no NMN.
Entretanto, diferentemente do estudo supracitado, no qual nenhuma variável do nível distal (sociodemográfico) apresentou associação significativa com o desfecho, nesta investigação observaram-se fortes associações com fatores sociodemográficos, indicando uma mudança no perfil de vulnerabilidade das gestantes. Se anteriormente predominavam fatores clínicos e assistenciais, neste estudo os determinantes sociais passaram a exercer influência relevante sobre a ocorrência do NMN.


Houve ainda maior influência de condições maternas graves e de aspectos relacionados ao cuidado intraparto. As diferenças entre os estudos sugerem avanços no reconhecimento e manejo das condições clínicas tradicionalmente associadas ao NMN, entretanto, evidenciam a persistência e o aprofundamento de iniquidades de natureza territorial, social e assistencial. No presente estudo, a maior chance de NMN entre residentes em área urbana e entre mulheres que não viviam com companheiro(a), bem como a associação com pré-natal inadequado, sífilis materna e consumo de álcool durante a gestação, indicam que o desfecho permanece socialmente determinado e desigualmente distribuído.
Tais achados revelam desigualdades evitáveis relacionadas às condições de vida, ao suporte social e à oportunidade e qualidade da atenção pré-natal e intraparto, que incidem de maneira desproporcional sobre grupos em maior vulnerabilidade social. Reforça-se a necessidade de ações intersetoriais para ampliar o acesso e a qualidade do pré-natal, qualificar o parto e manejar precocemente comorbidades, reduzindo o NMN e a morbimortalidade evitável.


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