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Revista Panamericana de Salud Pública

Print version ISSN 1020-4989

Rev Panam Salud Publica vol.19 n.4 Washington Apr. 2006

http://dx.doi.org/10.1590/S1020-49892006000400003 

INVESTIGACIÓN ORIGINAL ORIGINAL RESEARCH

 

Gravidez na adolescência e exclusão social: análise de disparidades intra-urbanas

 

Adolescent pregnancy and social exclusion: analysis of intra-urban disparities

 

 

Cristina Maria DuarteI; Vânia Barbosa do NascimentoII; Marco AkermanI, *

IFaculdade de Medicina do ABC, Departamento de Saúde da Coletividade, Disciplina de Saúde Coletiva, Santo André (SP), Brasil
IISecretaria Municipal de Saúde de Santo André e Faculdade de Medicina do ABC, Departamento de Saúde da Coletividade, Disciplina de Saúde Coletiva

 

 


RESUMO

OBJETIVO: Comparar as adolescentes que residiam em quatro áreas com diferentes graus de exclusão social no Município de Santo André, Estado de São Paulo, em relação ao nível de escolaridade, o peso ao nascer e a idade gestacional dos bebês e as taxas de fecundidade específicas de cada área no ano de 1998.
MÉTODO: Foi realizado um estudo transversal ecológico com 1 314 adolescentes. As quatro áreas utilizadas foram as previamente identificadas no Mapa da exclusão/inclusão social da cidade de Santo André, sendo a área 1 a de exclusão social mais pronunciada e a 4 a de menor exclusão social. Os dados das adolescentes e de seus recém-nascidos foram coletados através do Sistema de Informação sobre Nascidos Vivos (SINASC), e as informações socioeconômicas do Município de Santo André foram obtidas da Fundação Sistema Estadual de Análise de Dados (SEADE), do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE) e do Mapa da exclusão/ inclusão social da cidade de Santo André.
RESULTADOS: O nível de escolaridade mostrou uma relação estatisticamente significativa com as áreas mais pobres, que concentravam o maior número de adolescentes com menos escolaridade. Quanto à distribuição do baixo peso ao nascer, 76,8% dos bebês nascidos com < 2 500 g encontravam-se nas áreas mais pobres da cidade. A maior taxa de fecundidade (35,7 em 1 000 adolescentes) também esteve associada às piores condições socioeconômicas, enquanto que a menor taxa (12,1 em 1 000) foi observada na área mais favorecida. A freqüência de bebês prematuros não foi diferente entre as quatro áreas (P = 0,81).
CONCLUSÕES: Os resultados mostram que mais adolescentes de baixa escolaridade e menor nível socioeconômico tiveram mais filhos. É necessário promover ações específicas para evitar a gravidez nesse grupo e para incentivar a inclusão social dessas adolescentes e de seus filhos, abrindo a eles perspectivas de modificar a sua condição.

Palavras-chave: Classe social, distribuição espacial, gravidez na adolescência, Brasil.


ABSTRACT

OBJECTIVE: To compare adolescent mothers living in four areas with different degrees of social exclusion in the city of Santo André, São Paulo, Brazil, in terms of the mothers' schooling, the birth weight and gestational age of their babies, and the specific fertility rate of each of the four areas in 1998.
METHOD: An ecological cross-sectional study was carried out with 1 314 adolescent girls. The four areas analyzed had earlier been defined in the City of Santo André Social Exclusion/Inclusion Map. Area 1 had the highest exclusion index (worst socioeconomic conditions), and Area 4 the lowest exclusion index (best socioeconomic conditions). The data relating to the adolescent mothers and their children were collected from the National Live Birth Information System, and the socioeconomic data for Santo André were obtained from the State Data Analysis System Foundation, the Brazilian Institute of Geography and Statistics, and the city's Social Exclusion/ Inclusion Map.
RESULTS: Having little formal education was statistically associated with the poorest areas. Of the infants with a birthweight < 2 500 g, 76.8% of them were born in the two poorest areas of the city. The highest fertility rate (35.7 per 1 000 adolescents) was found in Area 1, the area with the worst socioeconomic conditions; the lowest fertility rate (12.1 per 1 000) was found in Area 4, the area with the best socioeconomic conditions. The proportion of births that were premature did not differ among the four areas (P = 0.81).
CONCLUSIONS: The results showed that adolescent girls with little schooling and a lower socioeconomic level were more likely to give birth. Specific actions should be promoted to prevent pregnancy in this group and to foster the social inclusion of these adolescents and their children, providing them with opportunities to improve their socioeconomic situation.

Key words: Social class, residence characteristics, pregnancy in adolescence, Brazil.


 

 

A saúde sexual e reprodutiva da adolescente tem gerado muita preocupação nas organizações de saúde nacionais e internacionais, pelas suas repercussões físicas, psicológicas e sociais (1, 2). Atualmente, cerca de 10% do total de nascimentos mundiais anuais são de mães adolescentes— cerca de 14 milhões de nascimentos por ano (3). Em 1999, dados brasileiros mostraram cerca de 700 000 partos entre adolescentes, sendo 32 000 em menores de 14 anos (4).

É importante salientar que esse não é um problema tipicamente brasileiro, sendo observado em todo o mundo. Além disso, existem diferenças tanto entre países como entre regiões de um mesmo país, determinadas pelo nível de desenvolvimento nacional, que, por sua vez, é reflexo das condições econômicas, das diferenças culturais e do acesso aos serviços de saúde e aos métodos contraceptivos (5).

A maioria dos estudos sobre o tema enfoca aspectos orgânicos, comportamentais e educacionais das adolescentes, mas carece de contextualização mais ampla, pois, apesar do vasto conhecimento produzido nos últimos anos sobre a saúde das adolescentes, o impacto desse conhecimento na prevenção da gravidez não planejada ainda é baixo (6). Nesse debate, a inserção de novas dimensões de análise, como a categoria territorial, pode contribuir para uma melhor compreensão do fenômeno da gravidez na adolescência.

Alguns autores (7–10) estudaram a distribuição de agravos à saúde utilizando técnicas e indicadores alternativos e observaram que existem desigualdades em saúde entre bairros de uma mesma cidade. Eles concluíram que as populações não se distribuem por acaso nas unidades territoriais de uma cidade; tendem a formar conglomerados humanos que compartilham características relativamente similares de natureza social e econômica. A partir disso, seria necessário que se formulassem políticas públicas específicas para as condições de vida e saúde de cada grupo (9, 11). Portanto, é preciso que a análise de dados epidemiológicos seja desagregada entre territórios de uma mesma cidade, para que essas diferenças possam ser consideradas na formulação de políticas compatíveis com a diversidade intra-urbana (12).

A exclusão social é a impossibilidade de partilhar os benefícios produzidos pela sociedade. Leva à vivência da privação, da recusa, do abandono e da expulsão. Não se trata de um processo individual, embora atinja pessoas, mas de uma lógica que está presente nas várias formas de relações econômicas, sociais, culturais e políticas. Essa situação de privação coletiva é o que se entende por exclusão social (13).

O governo do Reino Unido argumenta que a exclusão social aumenta o risco da gravidez na adolescência e que os fatores educacionais são uma das dimensões dessa exclusão (14, 15). Bonnell et al. (16) testaram essa hipótese com estudantes entre 13 e 14 anos e encontraram maior risco para gravidez na adolescência entre as estudantes que não gostavam da escola.

Garrafa (17) afirma que é através do reconhecimento das diferenças e das necessidades diversas dos sujeitos sociais que se pode alcançar a igualdade. Isso remete ao conceito de eqüidade, que seria a disposição de reconhecer igualmente o direito de cada um a partir de suas diferenças.

O objetivo deste artigo foi comparar as adolescentes que residiam em quatro áreas com diferentes graus de exclusão social no Município de Santo André, Estado de São Paulo, Brasil, em relação ao nível de escolaridade, o peso ao nascer e a idade gestacional dos bebês e as taxas de fecundidade específicas de cada área no ano de 1998.

 

MATERIAIS E MÉTODOS

O Município de Santo André pertence à Grande São Paulo, juntamente com outros 39 municípios, e faz fronteira com 10 deles. Em 1998, a população total era de 629 502 habitantes, sendo 58 912 adolescentes do sexo feminino (10 a 19 anos) (18), o que correspondia a 9,4% da população do Município. O número total de nascidos vivos no ano foi de 11 043, e de natimortos, 127. A taxa de mortalidade geral foi de 6,6 por 1 000 habitantes, o coeficiente de mortalidade infantil de 17,6 por 1 000 vivos nascidos e o coeficiente de mortalidade materna de 52,7 por 100 000 nascidos vivos (19).

Foi realizado um estudo transversal ecológico com adolescentes que tiveram filhos e residiam no Município de Santo André no período de 1° de janeiro a 31 de dezembro de 1998. Foram consideradas residentes as moradoras de bairros pertencentes às áreas censitárias oficiais quando do nascimento de seus filhos (1, 20).

O protocolo de pesquisa foi aprovado pela Comissão de Ética do Curso de Pós-Graduação da Faculdade de Medicina do ABC e pelas autoridades sanitárias locais.

Os dados das adolescentes e de seus recém-nascidos foram coletados através do Sistema de Informação sobre Nascidos Vivos (SINASC), que foi implantado oficialmente no Brasil em 1990 e permite coleta individualizada, sistemática e padronizada de dados relativos à mãe e ao recém-nascido (idade, escolaridade, bairro de moradia, local em que ocorreu o nascimento, número de filhos, tipo de parto, peso ao nascer, idade gestacional do recém-nascido, sexo do recém-nascido). As informações socioeconômicas do Município de Santo André foram obtidas da Fundação Sistema Estadual de Análise de Dados (SEADE), do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE) (18, 19, 21–23) e do Mapa da exclusão/inclusão social da cidade de Santo André (13).

Foi determinada a distribuição das adolescentes nos 93 bairros de acordo com o seu local de residência. Nesse procedimento, as áreas do Mapa da exclusão/inclusão social da cidade de Santo André (13) foram compatibilizadas com as 127 áreas censitárias do Município.

O Mapa da exclusão/inclusão social da cidade de Santo André (13) foi elaborado através da construção de indicadores compostos (medidas que associam diferentes variáveis socioeconômicas em um indicador sintético de forma a permitir a análise de características de grupos populacionais que vivem em determinadas áreas geográficas) (11). Esses indicadores foram elaborados a partir de um conjunto de 14 variáveis socioeconômicas já existentes nos bancos de dados municipais. As 14 variáveis foram agrupadas em quatro dimensões, entendidas por Sposati (13) como as dimensões da exclusão/inclusão social: 1) autonomia (renda do chefe da família); 2) desenvolvimento humano (alfabetização do chefe da família, alfabetização tardia e longevidade, definida como a porcentagem da população com 70 anos ou mais); 3) qualidade de vida (domicílios servidos por água e esgoto, domicílios servidos por coleta de lixo, densidade habitacional, concentração de moradias precárias, domicílios não próprios, cobertura por creches para a faixa etária de 0 a 4 anos, cobertura por escola para a faixa etária de 4 a 6 anos e cobertura de um consultório de unidade básica de saúde por 5 000 habitantes); e 4) eqüidade (concentração de mulheres chefes de família e concentração de mulheres chefes de família que não são alfabetizadas).

Conforme descrito anteriormente (13), a composição dessas quatro dimensões para cada um dos 93 bairros gerou seus respectivos índices de exclusão ou inclusão social. Essa composição partiu da fixação de "padrões básicos de inclusão", aos quais foi convencionado o valor 0 (zero), e da elaboração de uma escala a partir deles. A escala variou de –1 a +1, sendo –1 considerado exclusão e +1 inclusão. O padrão básico de inclusão é aquele valor que indica "um mínimo de dignidade" dentro da base material real existente na cidade, ou de parâmetros já consagrados em nível internacional ou nacional, ou ainda de valores fixados como aspiração a ser atingida. Por exemplo, para a variável "renda do chefe de família" convencionou-se que 0% de chefes de família sem renda seria o padrão básico de inclusão. Os bairros com valores acima desse padrão obtiveram valores entre +0,1 e +1. Os bairros que possuíam mais do que 0% de chefes de família abaixo da linha de pobreza ficaram com valores entre –0,1 e –1.

Assim, os 93 bairros foram classificados em função dos índices respectivos para cada uma das 14 variáveis, para cada dimensão e para o conjunto das quatro dimensões através da soma simples dos seus índices [–0,1 + 0,25 + ..... (n )]. As quatro áreas homogêneas foram produzidas tomando por 14 base quatro quartis de índices de inclusão/exclusão (–1 a –0,52; –0,51 a –0,02; –0,01 a 0,51; 0,52 a 1) e não a sua proximidade geográfica, embora tenham sido encontrados agregados homogêneos geograficamente próximos (figura 1).

 

 

Nas áreas 1 e 2, com as piores condições socioeconômicas, residia 55,3% da população: 21,7% na área 1 (índices de exclusão –1 a – 0,52) e 33,6% na área 2 (índices de exclusão de –0,51 a – 0,02). A área 3, considerada como apresentando condições socioeconômicas intermediárias, abrigava 35,4% da população (índices de inclusão de 0,01 a 0,50). A área 4, que apresentava as melhores condições socioeconômicas, abrigava 9,3% da população total do Município (índices de inclusão de 0,52 a 1).

A população de adolescentes e as variáveis estudadas

Em 1998, foram registrados 1 777 nascimentos de mães adolescentes (19), o que correspondeu a 16% do total de 11 043 nascidos vivos de mães de todas as idades. Foram excluídas as adolescentes que deram à luz no Município mas que ali não residiam; as que residiam em bairros não oficialmente pertencentes ao Município; e aquelas em cuja Declaração de Nascido Vivo não constava o bairro de residência. Esses critérios levaram à exclusão de 456 adolescentes. Assim, foram incluídas 1 314 adolescentes e 1 321 nascidos vivos (sete partos gemelares).

As seguintes variáveis contidas na Declaração de Nascido Vivo foram coletadas para a realização do estudo: 1) o hospital em que a adolescente deu à luz (n = 12); 2) bairro de moradia; 3) idade; 4) escolaridade; 5) número de filhos; 6) número de consultas prénatais; 7) idade gestacional; 8) tipo de parto e 9) peso ao nascer.

A taxa de fecundidade específica para cada uma das áreas homogêneas foi calculada como o número de nascidos vivos no ano em cada área dividido pelo total de mulheres de 15 a 19 anos e multiplicado por 1 000 (24).

No presente artigo, as quatro áreas homogêneas definidas no Mapa da exclusão/inclusão social da cidade de Santo André foram comparadas em termos do nível de escolaridade das mães adolescentes, peso ao nascer dos bebês e taxas de fecundidade.

Análise estatística

A análise dos dados foi realizada através do Programa Epi Info 6.0. Inicialmente, foi efetuada uma análise descritiva das variáveis para caracterização geral das adolescentes. Procedeuse à análise univariada para identificar as variáveis associadas às áreas homogêneas de exclusão/inclusão social. Para a análise dos diferenciais intra-urbanos de nascidos vivos e das áreas de moradia das adolescentes, foram utilizados o teste do quiquadrado (c2) e o teste de Fisher. As associações consideradas estatisticamente significativas foram aquelas que apresentaram nível de significância menor do que 5% (P < 0,05).

 

RESULTADOS

A média de idade das adolescentes foi de 17,4 anos, sendo que a idade mínima observada foi de 12 anos (n = 2). Quanto maior a idade, maior o número de partos: 53,1% dos partos corresponderam à faixa de 18 a 19 anos; 37,8%, à faixa de 16 a 17 anos; 8,4% à faixa de 14 a 15 anos; e 0,7% à faixa de 12 a 13 anos.

A tabela 1 mostra a distribuição de todas as 58 567 adolescentes do Município nas quatro áreas homogêneas. A área 2 continha o maior número de adolescentes. Observou-se que 58,1% moravam nas áreas 1 e 2, que têm as piores condições de vida. Também na área 2 ocorreram 75,7% dos nascimentos (tabela 1). Verificou-se uma diferença estatisticamente significativa (c2) entre a proporção de gestantes da área 4 (menor proporção) e da área 1 (P < 0,0001).

 

 

Ao analisar cada área em relação às demais quanto à distribuição dos nascidos vivos (teste de Fisher), verificamos que todas as áreas eram diferentes entre si, exceto a 3 e a 4 (P = 0,52). A comparação entre a área 1 e 2 foi significativa, da mesma forma como a comparação entre as áreas 1 e 3 , 1 e 4, 2 e 3, e 2 e 4 (P < 0,0001 para todas as comparações).

A tabela 1 também mostra que a taxa de fecundidade específica para cada área diminuiu na medida da inclusão social. A área 1, mais excluída, teve uma taxa de fecundidade específica de 35,7 em 1 000 adolescentes, seguida da área 2, com 25,1 em 1 000, da área 3, com 13,3 em 1 000 e da área 4, a menos excluída, com 12,1 em 1 000.

A tabela 2 mostra o perfil de escolaridade das adolescentes e como ele se distribuiu entre as quatro áreas homogêneas. Considerando o grupo como um todo, 1 160 adolescentes (88,2%) eram alfabetizadas, 807 (69,5%) possuíam ensino fundamental incompleto, 223 (19,2%) tinham o ensino fundamental completo e 130 (11,2%) possuíam ensino secundário (completo ou incompleto).

Ao ser analisada a escolaridade por áreas de exclusão/inclusão social, observou-se uma relação estatisticamente significativa (P < 0,001), com um número maior de adolescentes de menor escolaridade nas áreas 1 e 2 em comparação com as áreas 3 e 4.

O registro do peso ao nascer foi encontrado em 100% das Declarações de Nascidos Vivos consultadas. O peso médio ao nascer foi de 3 089 g. Dos 1 321 nascimentos analisados, o percentual de baixo peso ao nascer (BPN), ou seja, < 2 500 g, foi de 9,5%. O peso foi igual ou acima de 2 500 g em 90,5% os nascido vivos. Dos 125 casos de BPN, 45% eram prematuros. Foram encontrados 33 nascidos vivos com peso maior do que 4 000 g (2,5%).

A duração da gestação foi analisada no intuito de se observar a taxa de prematuridade e pós-datismo nas adolescentes. Os intervalos considerados no presente estudo são os mesmos utilizados na Declaração de Nascido Vivo.

Em relação à distribuição dos nascidos vivos segundo a idade gestacional, observou-se que 1 233 (93,3%) tinham de 37 a 41 semanas de idade; 73 (5,5%) tinham idade gestacional menor do que 36 semanas e foram considerados prematuros. Houve um caso de mais de 42 semanas. Em duas Declarações de Nascido Vivo a informação foi dada como ignorada e em 12 (0,2%) o registro estava em branco. Quando analisada a distribuição das adolescentes segundo a idade gestacional e as áreas de exclusão social, observou-se que não houve diferença entre as áreas (P = 0,81).

A tabela 3 analisa a distribuição do BPN entre as quatro áreas de estudo. A maioria dos bebês com BPN (76,8%) encontravam-se nas áreas 1 e 2, as mais pobres.

 

 

DISCUSSÃO

A proporção de 16% de nascidos vivos de mães adolescentes encontrada neste estudo é menor do que a encontrada para o Brasil no mesmo ano, 23,2% (25). Almeida (26), estudando 3 225 nascidos vivos de mães residentes em Santo André em 1992, encontrou 15,5% de mães adolescentes.

Mello Jorge et al. (27) encontraram, nos municípios em que a principal atividade econômica era a agropecuária, uma proporção de nascidos vivos em adolescentes de em torno de 29,1%, enquanto que, em São José dos Campos, município com características industriais semelhantes a Santo André, essa taxa foi de 15%.

Diversos autores afirmam que os padrões sexuais e reprodutivos variam de acordo com as regiões, e que essas diferenças se devem a inúmeros fatores: caráter rural ou urbano da região, condições socioeconômicas, diferenças culturais e acesso a serviços de saúde e a métodos anticoncepcionais, determinando maior ou menor incidência de gravidez na população adolescente. Além disso, culturas regionais, estilos de vida, projetos de vida, opções de futuro, perspectivas de estudo e casamento, enfim, um leque de possibilidades que variam de região para região, determinam as variações nas taxas das diversas localidades (2, 5, 28). Guzmán et al. (29) indicam uma diminuição na taxa de fecundidade geral nas Américas no momento atual, sendo que, segundo Gómez (30), a gravidez na adolescência na América Latina atinge 20% dos nascidos vivos. No Brasil, observase um aumento na proporção de nascidos vivos em mães adolescentes ao longo dos últimos anos em relação às demais idades maternas. Em 1980 essa proporção foi 12,8%, contra 13,8% em 1985, 16% em 1990, 18,7% em 1995 e 23,2% em 1998 (18, 21–23). Campanário e Yazaki (31) e Martins e Almeida (32) concordam que a fecundidade no Brasil tem apresentado uma queda nas últimas décadas; no entanto, Martins e Almeida (32) demonstram que, quando analisada a fecundidade e a idade da mulher, o grupo de adolescentes teve significativa participação na fecundidade total.

Quando comparados os diversos países, observa-se que a taxa de fecundidade específica varia. Guzmán et al. (29), estudando a fecundidade na América Latina, observaram maiores taxas na Nicarágua (157,2 em 1 000 adolescentes), Guatemala (126,4 em 1 000), El Salvador (123 em 1 000), Venezuela (101,4 em 1 000), Paraguai (95 em 1 000), Bolívia (94 em 1 000), Colômbia (92 em 1 000), República Dominicana (91,2 em 1 000), Brasil (82,4 em 1 000) e Costa Rica (89 em 1 000), sendo as taxas mais baixas as do Uruguai (70,5 em 1 000), Argentina (69,7 em 1 000) e Chile (67,3 em 1 000).

Na República dos Camarões, Locoh (33) observou uma taxa de 165 em 1 000 adolescentes. Nos países desenvolvidos, Singh e Darroch (34) observaram situação totalmente distinta. Holanda, Itália e Espanha apresentaram em seus estudos uma taxa de fecundidade específica de 12 em 1 000, igual à encontrada neste estudo para as adolescentes das áreas mais ricas. Canadá, Austrália e países do Oeste da Europa apresentaram taxas entre 20 e 50 em 1 000. O estudo apontou, no entanto, que alguns países desenvolvidos, principalmente os Estados Unidos, apresentaram taxas superiores a 50 em 1 000.

Os resultados deste estudo permitiram concluir que a taxa de fecundidade específica do Município de Santo André foi de 60 em 1 000 adolescentes, menor do que a do Brasil e semelhante à do Chile e à dos Estados Unidos.

Quanto à distribuição da taxa de fecundidade específica, os resultados de nosso estudo são comparáveis aos de Martins e Almeida (32), que analisaram a fecundidade no Município de São Paulo, também através de diferenciais intra-urbanos. Aqueles autores encontraram diferenças entre as áreas de maior índice de desenvolvimento humano (IDH), que apresentaram uma taxa de fecundidade específica de 38,7 em 1 000, comparada com 89,6 em 1 000 para áreas com menor IDH.

A análise da gravidez na adolescência através da diferença entre os bairros em uma cidade permite localizar e dimensionar uma das situações de saúde que mais preocupa os órgãos públicos e profissionais de saúde, assim como dimensionar recursos propriamente ligados à saúde, número de postos de saúde, número de leitos, e programas de saúde para essa população específica. Essa análise permite também efetivar o incentivo a promoção e prevenção da gravidez na adolescência, que envolve recursos sociais, econômicos e culturais que extrapolam a questão de saúde, como escolas, lazer, esportes, além das condições de vida básicas, como rede de água e esgoto, moradia e número de pessoas por domicílio, dentre outras. O conhecimento dessas realidades permitirá traçar políticas públicas para a população adolescente em geral, com ênfase na área de saúde reprodutiva, visando à saúde integral da adolescente e de seu filho.

Certos autores (6, 29, 35, 36) sugerem uma importante associação entre os níveis de pobreza e a fecundidade, demonstrando que é entre as adolescentes mais pobres que o número de partos é maior. A literatura aponta ainda que o grau de instrução é um fator de exposição ao risco de gravidez não planejada no grupo de adolescentes (37–39). As estatísticas mostram que as adolescentes que ficam grávidas têm menor grau de instrução, ou que já estavam fora da escola no momento da gravidez (40, 41).

Para certos autores, as adolescentes grávidas de baixa escolaridade estariam cumprindo, de certa forma, o seu papel social possível, com as limitações que o mundo moderno impõe a quem não tem estudo. Para certas populações, a gravidez precoce funciona como fator de exclusão social, levando a menores possibilidades de melhorar as condições de vida. Nessa lógica, as mulheres que têm mais tempo de educação formal têm maior probabilidade de adiar a procriação e o casamento do que aquelas com pouca ou nenhuma instrução. As mulheres que começam a ter filhos cedo raramente voltam à escola (38).

A Organização Pan-Americana de Saúde (OPAS) afirma que a gravidez na adolescência é uma porta de entrada para a pobreza, pois leva a uma diminuição do leque de possibilidades sociais e econômicas, inclusive em termos do acesso à escola (42). A exigência do mundo moderno, industrializado e informatizado, não absorveria essa mão-de-obra desqualificada e não preparada para as exigências do mercado de trabalho, perpetuando a situação de pobreza para a jovem e o seu filho. Os estudos afirmam ainda que a mulher que inicia a sua vida reprodutiva antes dos 20 anos tem menores chances de se emancipar socialmente (42, 43). Dessa forma, o fator escolaridade demonstra ser um indicador socioeconômico importante, e muitas vezes determinante, para o futuro da adolescente e de seu filho.

O BPN é apontado por alguns autores como um indicador de desenvolvimento social, pois reflete a interação entre fatores sociais, econômicos, demográficos e de atenção à saúde, sendo inclusive considerado mais importante do que indicadores econômicos como o produto interno bruto per capita (44). Como apontam alguns estudos (45–47), o peso ao nascer é reconhecido pela Organização Mundial da Saúde (OMS) como o determinante isolado mais importante da sobrevivência infantil, que atua como importante fator de risco para a mortalidade. O presente estudo encontrou 9,5% de BPN. Também no Brasil, Almeida (26) encontrou a proporção de 6,8% entre todas as idades maternas, e Mello Jorge et al. (27) encontraram 7,6%. Galletta (48), estudando 100 gestantes adolescentes submetidas ao pré-natal na Universidade de São Paulo (USP) entre 1992 e 1994, encontrou uma incidência de baixo peso de 14,8%. Esse autor aponta o crescimento intra-uterino retardado como o fator mais provável para explicar a alta incidência observada pelo estudo.

Costa (47) encontrou, em Juiz de Fora, Estado de Minas Gerais, 11,4% de BPN. Segundo o autor, a OMS considera satisfatório um percentual em torno de 6%. Pinto e Silva (37) encontraram 21,1% para o Brasil, Chemello (49) encontraram 15,3% no Rio Grande do Sul, Cruz (50) encontrou 18,4% de BPN em uma maternidade em São Paulo, e Fabrício et al. (51) encontraram 10,3% na Santa Casa de Misericórdia de São Paulo.

O peso foi informado em todas as 1 321 Declarações de Nascido Vivo analisadas por este estudo, o que facilitou a compreensão do nível de saúde dos recém-nascidos e de suas possibilidades de sobrevivência. A taxa de BPN encontrada, de 9,5%, embora longe da preconizada pela OMS, foi considerada baixa se comparada aos demais estudos, visto que foi avaliado todo o Município de Santo André, ou seja, diversos grupos sociais e realidades econômicas.

A distribuição dos nascidos vivos segundo a idade gestacional demonstrou que a proporção de prematuros foi de 5,5%, um total de 73 casos. Pinto e Silva (37) aponta que a idade tem sido relacionada com a prematuridade nos extremos da vida reprodutiva, mas salienta que a metodologia utilizada pelos estudos e os dados colhidos através das Declarações de Nascido Vivo têm limitações. O autor entende que o melhor método seria a utilização do método de Capurro, e chama a atenção quanto à enorme variabilidade na incidência de prematuridade, não só entre adolescentes, como na população em geral, que varia de 7 a 37,8%.

 

CONCLUSÕES

No presente estudo, as áreas 1 e 2, de maior exclusão social, continham o maior número de nascidos vivos de adolescentes. Os resultados mostram uma diferença estatisticamente significativa entre as áreas de exclusão social, ocorrendo diminuição na proporção de nascidos vivos da área 1 para a área 4, a mais favorecida. As maiores taxas de fecundidade específica foram observadas para as áreas com piores condições socioeconômicas. As áreas mais pobres também concentraram o maior número de adolescentes com menor nível de escolaridade e de bebês com BPN.

Devido às diferenças importantes encontradas no Município de Santo André, caberia sugerir a formulação de políticas públicas com uma visão inter-setorial integrada, ou seja, com foco na saúde integral do grupo adolescente, inclusive na educação, esporte, lazer e cultura. Dentro do princípio de promoção à saúde, é necessário investir na expansão de capacidades das adolescentes para que se fortaleça a sua autonomia e para que possam fazer escolhas saudáveis, compatíveis com o seu projeto de vida. Esse trabalho com sujeitos sociais não pode existir sem a instituição de um modelo de prioridades sociais no qual a lógica econômica não prevaleça sobre a melhoria das condições de vida, a cooperação e a solidariedade.

 

REFERÊNCIAS

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Manuscrito recebido em 9 de setembro de 2005. Aceito em versão revisada em 20 de dezembro de 2005.

 

 

* Enviar correspondência para Marco Akerman no seguinte endereço: Rua Dona Brígida 232, casa 32, CEP 04111-080, São Paulo, SP, Brasil. E-mail: akermanm.ops@terra.com.br