Peso fetal Archives - Revista Brasileira de Ginecologia e Obstetrícia
, , , , , Resumo
. ;:174-180
, , , , , , , , Desenvolver curvas de referência para o peso fetal estimado em uma população de Curitiba, Sul do Brasil, e compará-las com curvas estabelecidas para outras populações.
Foi realizado um estudo observacional, transversal e retrospectivo. Um modelo de referência para o peso fetal estimado foi desenvolvido usando uma amostra local de 2.211 gestações únicas de baixo risco de distúrbios do crescimento e idade gestacional bem definida. Este modelo foi comparado graficamente com as curvas de Hadlock e Intergrowth 21st.
As curvas de referência para o peso fetal estimado foram desenvolvidas para uma população local. O coeficiente de determinação foi de R2 = 99,11%, indicando que 99,11% das variações do peso fetal foram explicadas pelo modelo. Em comparação com as curvas de Hadlock, os percentis 50, 90, e 97 neste modelo foram inferiores, enquanto o percentil 10 quase se sobrepôs, e o percentil 3 foi ligeiramente superior no modelo proposto. Os percentis foram maiores no modelo proposto em comparação com as curvas do Intergrowth 21st, particularmente para os percentis 3, 10, e 50.
Fornecemos uma curva de referência local para o peso fetal estimado. O modelo proposto foi diferente de outros modelos, e essas diferenças podem ser devido ao uso de diferentes populações para a construção do modelo.
Resumo
. ;:174-180
, , , , , , , , Desenvolver curvas de referência para o peso fetal estimado em uma população de Curitiba, Sul do Brasil, e compará-las com curvas estabelecidas para outras populações.
Foi realizado um estudo observacional, transversal e retrospectivo. Um modelo de referência para o peso fetal estimado foi desenvolvido usando uma amostra local de 2.211 gestações únicas de baixo risco de distúrbios do crescimento e idade gestacional bem definida. Este modelo foi comparado graficamente com as curvas de Hadlock e Intergrowth 21st.
As curvas de referência para o peso fetal estimado foram desenvolvidas para uma população local. O coeficiente de determinação foi de R2 = 99,11%, indicando que 99,11% das variações do peso fetal foram explicadas pelo modelo. Em comparação com as curvas de Hadlock, os percentis 50, 90, e 97 neste modelo foram inferiores, enquanto o percentil 10 quase se sobrepôs, e o percentil 3 foi ligeiramente superior no modelo proposto. Os percentis foram maiores no modelo proposto em comparação com as curvas do Intergrowth 21st, particularmente para os percentis 3, 10, e 50.
Fornecemos uma curva de referência local para o peso fetal estimado. O modelo proposto foi diferente de outros modelos, e essas diferenças podem ser devido ao uso de diferentes populações para a construção do modelo.
Resumo
. ;:580-586
Avaliar o desempenho de 11 fórmulas comumente utilizadas para estimativa de peso fetal em uma população de fetos prematuros com dopplervelocimetria alterada devido a insuficiência placentária de início precoce. O desempenho de cada fórmula foi avaliado em subgrupos de fetos com crescimento adequado e com crescimento intrauterino restrito.
Foram coletados os dados de mães e fetos cujos partos foram acompanhados em 3 instituições brasileiras entre novembro de 2002 e dezembro de 2013. As fórmulas selecionadas para análise foram: Campbell; Hadlock I, II, III, IV e V; Shepard; Warsof; Weiner I e II; e Woo III.
Foram analisados os pesos de 194 fetos, dos quais 116 (59,8%) foram considerados adequados para a idade gestacional, 103 (53,1%) eram do sexo masculino, em 87 (44,8%) havia redução do volume de líquido amniótico, em 122 (62,9%) o Doppler de artéria umbilical demonstrou ausência ou inversão do fluxo na diástole, e em 60 (34,8%) a análise do duto venoso indicou fluxo anormal. A média do erro percentual absoluto (EPA) demonstrou que as fórmulas de Hadlock que utilizam 3 ou 4 parâmetros biométricos fetais apresentaram o melhor desempenho. Os resultados obtidos para essas fórmulas não sofreram influência dos parâmetros clínicos e ultrassonográficos frequentemente encontrados na insuficiência placentária de início precoce.
O presente estudo demonstrou o melhor desempenho das fórmulas de Hadlock que contêm 3 ou 4 parâmetros da biometria para estimativa de peso de fetos prematuros com anormalidades ao mapeamento Doppler.
Resumo
. ;:580-586
Avaliar o desempenho de 11 fórmulas comumente utilizadas para estimativa de peso fetal em uma população de fetos prematuros com dopplervelocimetria alterada devido a insuficiência placentária de início precoce. O desempenho de cada fórmula foi avaliado em subgrupos de fetos com crescimento adequado e com crescimento intrauterino restrito.
Foram coletados os dados de mães e fetos cujos partos foram acompanhados em 3 instituições brasileiras entre novembro de 2002 e dezembro de 2013. As fórmulas selecionadas para análise foram: Campbell; Hadlock I, II, III, IV e V; Shepard; Warsof; Weiner I e II; e Woo III.
Foram analisados os pesos de 194 fetos, dos quais 116 (59,8%) foram considerados adequados para a idade gestacional, 103 (53,1%) eram do sexo masculino, em 87 (44,8%) havia redução do volume de líquido amniótico, em 122 (62,9%) o Doppler de artéria umbilical demonstrou ausência ou inversão do fluxo na diástole, e em 60 (34,8%) a análise do duto venoso indicou fluxo anormal. A média do erro percentual absoluto (EPA) demonstrou que as fórmulas de Hadlock que utilizam 3 ou 4 parâmetros biométricos fetais apresentaram o melhor desempenho. Os resultados obtidos para essas fórmulas não sofreram influência dos parâmetros clínicos e ultrassonográficos frequentemente encontrados na insuficiência placentária de início precoce.
O presente estudo demonstrou o melhor desempenho das fórmulas de Hadlock que contêm 3 ou 4 parâmetros da biometria para estimativa de peso de fetos prematuros com anormalidades ao mapeamento Doppler.
Resumo
. ;:11-19
Avaliar a relação entre mudanças no percentual do índice de massa corporal (IMC), refletidas na curva de Atalah, e resultados perinatais.
Foi realizado um estudo transversal com 1.279 mulheres. Os dados sobre o peso na gestação, características sociodemográficas e resultados perinatais foram coletados através de prontuários, cartão pré-natal e entrevistas no pós-parto. As mulheres foramclassificadas de acordo coma curva de Atalah nas seguintes categorias: baixo peso, peso adequado, sobrepeso e obesidade. O IMC foi calculado na primeira e na última visita ao pré-natal e esses valores foram comparados.
Houve aumento na categoria do IMC segundo a classificação de Atalah em 19,9% das mulheres grávidas e um aumento de 3,4; 5,8 e 6,4 pontos do IMC foram encontrados para mulheres respectivamente classificadas nas categorias peso adequado, sobrepeso e obesidade na primeira consulta pré-natal. As mulheres com educação secundária apresentaram menor chance de aumentar sua classificação de IMC (odds ratio [OR] 0:47 [0,24- 0,95]). As mulheres que evoluíram com o aumento na classificação de Atalah foramassociadas a cesariana (OR 1,97-2,28),macrossomia fetal (OR 4,13-12,54) e recém-nascido grande para a idade gestacional (OR 2,88-9,83).
Gestantes com ganho de peso excessivo, o suficiente para aumentar sua classificação do IMC segundo a curva de Atalah, tiverammaiores chances de cesariana e macrossomia. As mulheres classificadas como obesas na primeira visita pré-natal, de acordo com a curva de Atalah, tiveram uma grande chance de cesariana e recémnascido grande para a idade gestacional.
Resumo
. ;:11-19
Avaliar a relação entre mudanças no percentual do índice de massa corporal (IMC), refletidas na curva de Atalah, e resultados perinatais.
Foi realizado um estudo transversal com 1.279 mulheres. Os dados sobre o peso na gestação, características sociodemográficas e resultados perinatais foram coletados através de prontuários, cartão pré-natal e entrevistas no pós-parto. As mulheres foramclassificadas de acordo coma curva de Atalah nas seguintes categorias: baixo peso, peso adequado, sobrepeso e obesidade. O IMC foi calculado na primeira e na última visita ao pré-natal e esses valores foram comparados.
Houve aumento na categoria do IMC segundo a classificação de Atalah em 19,9% das mulheres grávidas e um aumento de 3,4; 5,8 e 6,4 pontos do IMC foram encontrados para mulheres respectivamente classificadas nas categorias peso adequado, sobrepeso e obesidade na primeira consulta pré-natal. As mulheres com educação secundária apresentaram menor chance de aumentar sua classificação de IMC (odds ratio [OR] 0:47 [0,24- 0,95]). As mulheres que evoluíram com o aumento na classificação de Atalah foramassociadas a cesariana (OR 1,97-2,28),macrossomia fetal (OR 4,13-12,54) e recém-nascido grande para a idade gestacional (OR 2,88-9,83).
Gestantes com ganho de peso excessivo, o suficiente para aumentar sua classificação do IMC segundo a curva de Atalah, tiverammaiores chances de cesariana e macrossomia. As mulheres classificadas como obesas na primeira visita pré-natal, de acordo com a curva de Atalah, tiveram uma grande chance de cesariana e recémnascido grande para a idade gestacional.
Resumo
Revista Brasileira de Ginecologia e Obstetrícia. 2015;37(10):455-459
DOI 10.1590/SO100-720320150005271
Avaliar resultados obstétricos e neonatais em gestantes com fetos pequenos para a idade gestacional após 35 semanas segundo a contagem de eritroblastos (EB) no sangue de cordão umbilical.
A contagem de EB por 100 leucócitos no sangue do cordão umbilical foi obtida de 61 gestantes com fetos pequenos para a idade gestacional e Doppler umbilical normal. Estas foram divididas em 2 grupos: EB≥10 (grupo estudo, n=18) e EB<10 (grupo controle, n=43). Resultados obstétricos e neonatais foram comparados entre os grupos. Para a análise estatística, foram utilizados teste do χ2e t de Student, com nível de significância adotado de 5%.
A média±desvio padrão de EB por 100 leucócitos foi de 25,0±13,5 para o grupo estudo e de 3,9±2,2 para o grupo controle. Os grupos EB≥10 e EB<10 não diferiram estatisticamente em relação à idade materna (24,0 versus 26,0 anos), primiparidade (55,8 versus 50%), comorbidades (39,5 versus 55,6%) e idade gestacional no parto (37,4 versus 37,0 semanas). O grupo EB≥10 apresentou maior taxa de cesárea (83,3 versus 48,8%, p=0,02), sofrimento fetal (60 versus 0%, p<0,001) e pH<7,20 (42,9 versus 11,8%, p<0,001). O peso de nascimento e o percentil de peso para a idade gestacional foram significativamente menores no grupo EB≥10 (2.013 versus 2.309 g; p<0,001 e 3,8 versus 5,1; p=0,004; respectivamente). Não houve nenhum caso de Apgar de 5º minuto abaixo de 7.
A contagem de EB acima de 10 por 100 leucócitos no sangue do cordão umbilical foi capaz de identificar maior risco de parto cesárea, sofrimento fetal e acidose de nascimento em fetos pequenos para a idade gestacional com dopplervelocimetria de artéria umbilical normal.
Resumo
Revista Brasileira de Ginecologia e Obstetrícia. 2015;37(10):455-459
DOI 10.1590/SO100-720320150005271
Avaliar resultados obstétricos e neonatais em gestantes com fetos pequenos para a idade gestacional após 35 semanas segundo a contagem de eritroblastos (EB) no sangue de cordão umbilical.
A contagem de EB por 100 leucócitos no sangue do cordão umbilical foi obtida de 61 gestantes com fetos pequenos para a idade gestacional e Doppler umbilical normal. Estas foram divididas em 2 grupos: EB≥10 (grupo estudo, n=18) e EB<10 (grupo controle, n=43). Resultados obstétricos e neonatais foram comparados entre os grupos. Para a análise estatística, foram utilizados teste do χ2e t de Student, com nível de significância adotado de 5%.
A média±desvio padrão de EB por 100 leucócitos foi de 25,0±13,5 para o grupo estudo e de 3,9±2,2 para o grupo controle. Os grupos EB≥10 e EB<10 não diferiram estatisticamente em relação à idade materna (24,0 versus 26,0 anos), primiparidade (55,8 versus 50%), comorbidades (39,5 versus 55,6%) e idade gestacional no parto (37,4 versus 37,0 semanas). O grupo EB≥10 apresentou maior taxa de cesárea (83,3 versus 48,8%, p=0,02), sofrimento fetal (60 versus 0%, p<0,001) e pH<7,20 (42,9 versus 11,8%, p<0,001). O peso de nascimento e o percentil de peso para a idade gestacional foram significativamente menores no grupo EB≥10 (2.013 versus 2.309 g; p<0,001 e 3,8 versus 5,1; p=0,004; respectivamente). Não houve nenhum caso de Apgar de 5º minuto abaixo de 7.
A contagem de EB acima de 10 por 100 leucócitos no sangue do cordão umbilical foi capaz de identificar maior risco de parto cesárea, sofrimento fetal e acidose de nascimento em fetos pequenos para a idade gestacional com dopplervelocimetria de artéria umbilical normal.
Resumo
Revista Brasileira de Ginecologia e Obstetrícia. 2014;36(6):264-268
DOI 10.1590/S0100-720320140004935
Descrever os fatores relacionados ao falso diagnóstico de restrição de crescimento fetal (RCF).
Foram incluídas 48 gestantes encaminhadas ao nosso serviço com suspeita de RCF, não confirmada após o nascimento. Estas foram comparadas ao grupo de gestantes com RCF confirmada e foram descritas características relacionadas a esses falso-positivos. Os dados foram analisados utilizando-se o programa Statplus para Mac(r), versão 5.8. Os resultados obtidos no estudo foram divididos em variáveis categóricas e contínuas para análise. Para comparação entre proporções, foi aplicado o teste do χ2 ou o teste exato de Fisher. O nível de significância foi estabelecido em p<0,05 para todos os testes.
As gestantes com falso diagnóstico de restrição de crescimento fetal apresentavam as seguintes características: chegaram ao serviço em idade gestacional mais precoce (média de 32,8 semanas); entre 2 e 6 exames de ultrassonografia antes da matrícula no hospital terciário (média 3,8); foram submetidas à ultrasonografia até a 12ª semana em apenas 25% dos casos; tinham medida da altura uterina normal em 66,7% dos casos; foram submetidas a pelo menos 1 ultrassonografia com percentil normal em 52,1% dos casos; tinham a última ultrassonografia (média de 36 semanas) com percentil médio de 18; foram submetidas em média a 5 exames de ultrassonografia e 4,6 exames de vitalidade após ingressarem no serviço.
O falso diagnóstico da RCF envolve custos hospitalares altos e demanda maior de especialistas. Deve-se valorizar a medida da altura uterina, por meio de exame físico cuidadoso e confirmar esse diagnóstico com a ultrassonografia nas últimas semanas de gestação, antes que a conduta obstétrica seja tomada.
Resumo
Revista Brasileira de Ginecologia e Obstetrícia. 2014;36(6):264-268
DOI 10.1590/S0100-720320140004935
Descrever os fatores relacionados ao falso diagnóstico de restrição de crescimento fetal (RCF).
Foram incluídas 48 gestantes encaminhadas ao nosso serviço com suspeita de RCF, não confirmada após o nascimento. Estas foram comparadas ao grupo de gestantes com RCF confirmada e foram descritas características relacionadas a esses falso-positivos. Os dados foram analisados utilizando-se o programa Statplus para Mac(r), versão 5.8. Os resultados obtidos no estudo foram divididos em variáveis categóricas e contínuas para análise. Para comparação entre proporções, foi aplicado o teste do χ2 ou o teste exato de Fisher. O nível de significância foi estabelecido em p<0,05 para todos os testes.
As gestantes com falso diagnóstico de restrição de crescimento fetal apresentavam as seguintes características: chegaram ao serviço em idade gestacional mais precoce (média de 32,8 semanas); entre 2 e 6 exames de ultrassonografia antes da matrícula no hospital terciário (média 3,8); foram submetidas à ultrasonografia até a 12ª semana em apenas 25% dos casos; tinham medida da altura uterina normal em 66,7% dos casos; foram submetidas a pelo menos 1 ultrassonografia com percentil normal em 52,1% dos casos; tinham a última ultrassonografia (média de 36 semanas) com percentil médio de 18; foram submetidas em média a 5 exames de ultrassonografia e 4,6 exames de vitalidade após ingressarem no serviço.
O falso diagnóstico da RCF envolve custos hospitalares altos e demanda maior de especialistas. Deve-se valorizar a medida da altura uterina, por meio de exame físico cuidadoso e confirmar esse diagnóstico com a ultrassonografia nas últimas semanas de gestação, antes que a conduta obstétrica seja tomada.
Resumo
Revista Brasileira de Ginecologia e Obstetrícia. 2014;36(1):23-28
DOI 10.1590/S0100-72032014000100006
Avaliar as variações do peso corporal e dos órgãos internos de crianças autopsiadas no período perinatal e sua relação com a causa de morte.
Foram incluídos 153 casos de autópsias perinatais realizadas em um hospital universitário do Sudeste do Brasil. Informações sobre causa de morte perinatal, data da autópsia, idade gestacional, peso perinatal e dos órgãos foram recuperadas dos protocolos de autópsia e do prontuário da mãe e/ou do recém-nascido. Foram definidos quatro grupos de causa de morte: malformações congênitas, hipóxia/anóxia perinatal, infecção ascendente e membrana hialina. Encéfalo, fígado, pulmões, coração, baço, timo e suprarrenais foram analisados.
O peso das crianças com hipóxia/anóxia perinatal (1.834,6±1.090,1 g versus 1.488 g), membrana hialina (1.607,2±820,1 g versus 1.125 g) e infecção ascendente (1.567,4±1.018,9 g versus 1.230 g) foi maior do que o esperado para a idade gestacional. O peso dos pulmões foi maior nos casos com infecção ascendente (36,6±22,6 g versus 11 g) e menor nos casos com malformação congênita (22,0±9,5 g versus 40 g). O peso do baço foi maior nos casos que apresentaram infecção ascendente (8,6±8,9 g versus 3,75 g ). O peso das suprarrenais foi menor nos casos com malformação congênita (3,9±2,1 g versus 5,5 g), o do timo foi menor nos casos com miscelânea (3,7±1,2 g versus 7,5 g) e o do baço foi menor nos casos com imaturidade pulmonar (0,4±0,1 g versus 1,7 g). Todos esses resultados apresentaram diferenças significativas.
Este estudo demonstra que as variações do peso das crianças e de seus órgãos estão relacionadas aos tipos de causa de morte perinatal. Esses dados podem contribuir para uma melhor interpretação dos achados de autópsia e a sua relação anatomoclínica.
Resumo
Revista Brasileira de Ginecologia e Obstetrícia. 2014;36(1):23-28
DOI 10.1590/S0100-72032014000100006
Avaliar as variações do peso corporal e dos órgãos internos de crianças autopsiadas no período perinatal e sua relação com a causa de morte.
Foram incluídos 153 casos de autópsias perinatais realizadas em um hospital universitário do Sudeste do Brasil. Informações sobre causa de morte perinatal, data da autópsia, idade gestacional, peso perinatal e dos órgãos foram recuperadas dos protocolos de autópsia e do prontuário da mãe e/ou do recém-nascido. Foram definidos quatro grupos de causa de morte: malformações congênitas, hipóxia/anóxia perinatal, infecção ascendente e membrana hialina. Encéfalo, fígado, pulmões, coração, baço, timo e suprarrenais foram analisados.
O peso das crianças com hipóxia/anóxia perinatal (1.834,6±1.090,1 g versus 1.488 g), membrana hialina (1.607,2±820,1 g versus 1.125 g) e infecção ascendente (1.567,4±1.018,9 g versus 1.230 g) foi maior do que o esperado para a idade gestacional. O peso dos pulmões foi maior nos casos com infecção ascendente (36,6±22,6 g versus 11 g) e menor nos casos com malformação congênita (22,0±9,5 g versus 40 g). O peso do baço foi maior nos casos que apresentaram infecção ascendente (8,6±8,9 g versus 3,75 g ). O peso das suprarrenais foi menor nos casos com malformação congênita (3,9±2,1 g versus 5,5 g), o do timo foi menor nos casos com miscelânea (3,7±1,2 g versus 7,5 g) e o do baço foi menor nos casos com imaturidade pulmonar (0,4±0,1 g versus 1,7 g). Todos esses resultados apresentaram diferenças significativas.
Este estudo demonstra que as variações do peso das crianças e de seus órgãos estão relacionadas aos tipos de causa de morte perinatal. Esses dados podem contribuir para uma melhor interpretação dos achados de autópsia e a sua relação anatomoclínica.
Resumo
Revista Brasileira de Ginecologia e Obstetrícia. 2012;34(10):466-472
DOI 10.1590/S0100-72032012001000006
OBJETIVOS: Elaborar modelos de predição de peso fetal e de percentis longitudinais de peso fetal estimado (PFE) com uma amostra da população brasileira. MÉTODOS: Estudo observacional prospectivo. Dois grupos de gestantes foram recrutados: Grupo EPF (estimativa de peso fetal): pacientes para elaboração (EPF-El) e validação (EPF-Val) de um modelo de predição de peso fetal; Grupo IRL (intervalos de referência longitudinais): gestantes para elaboração (IRL-El) e validação (IRL-Val) de intervalos de referência longitudinais de PFE. Regressão polinomial foi utilizada com os dados do subgrupo EPF-El para gerar o modelo de predição de peso fetal. O desempenho deste modelo foi comparado com os de outros disponíveis na literatura. Modelos lineares mistos foram usados para elaboração de intervalos longitudinais de PFE com os dados do subgrupo IRL-El. Os dados do subgrupo IRL-Val foram usados para validação destes intervalos. RESULTADOS: Quatrocentos e cinqüenta e oito pacientes compuseram o Grupo EPF (EPF-El: 367; EPF-Val: 91) e 315 o Grupo IRL (IRL-El: 265; IRL-Val: 50). A fórmula para cálculo do PFE foi: PFE=-8,277+2,146xDBPxCAxCF-2,449xCFxDBP². Os desempenhos de outras fórmulas para estimativa de peso fetal em nossa amostra foram significativamente piores do que os do modelo gerado neste estudo. Equações para predição de percentis condicionais de PFE foram derivadas das avaliações longitudinais do subgrupo IRL-El e validadas com os dados do subgrupo IRL-Val. CONCLUSÕES: descrevemos um método para adaptação de intervalos de referência longitudinais de PFE, sendo este obtido por meio de fórmulas geradas em uma amostra da população brasileira.
Resumo
Revista Brasileira de Ginecologia e Obstetrícia. 2012;34(10):466-472
DOI 10.1590/S0100-72032012001000006
OBJETIVOS: Elaborar modelos de predição de peso fetal e de percentis longitudinais de peso fetal estimado (PFE) com uma amostra da população brasileira. MÉTODOS: Estudo observacional prospectivo. Dois grupos de gestantes foram recrutados: Grupo EPF (estimativa de peso fetal): pacientes para elaboração (EPF-El) e validação (EPF-Val) de um modelo de predição de peso fetal; Grupo IRL (intervalos de referência longitudinais): gestantes para elaboração (IRL-El) e validação (IRL-Val) de intervalos de referência longitudinais de PFE. Regressão polinomial foi utilizada com os dados do subgrupo EPF-El para gerar o modelo de predição de peso fetal. O desempenho deste modelo foi comparado com os de outros disponíveis na literatura. Modelos lineares mistos foram usados para elaboração de intervalos longitudinais de PFE com os dados do subgrupo IRL-El. Os dados do subgrupo IRL-Val foram usados para validação destes intervalos. RESULTADOS: Quatrocentos e cinqüenta e oito pacientes compuseram o Grupo EPF (EPF-El: 367; EPF-Val: 91) e 315 o Grupo IRL (IRL-El: 265; IRL-Val: 50). A fórmula para cálculo do PFE foi: PFE=-8,277+2,146xDBPxCAxCF-2,449xCFxDBP². Os desempenhos de outras fórmulas para estimativa de peso fetal em nossa amostra foram significativamente piores do que os do modelo gerado neste estudo. Equações para predição de percentis condicionais de PFE foram derivadas das avaliações longitudinais do subgrupo IRL-El e validadas com os dados do subgrupo IRL-Val. CONCLUSÕES: descrevemos um método para adaptação de intervalos de referência longitudinais de PFE, sendo este obtido por meio de fórmulas geradas em uma amostra da população brasileira.
Resumo
Revista Brasileira de Ginecologia e Obstetrícia. 2012;34(3):102-106
DOI 10.1590/S0100-72032012000300002
OBJETIVO: Descrever a prevalência dos fatores de risco gestacionais e sua associação com desfechos materno-fetais desfavoráveis. MÉTODOS: Estudo longitudinal, descritivo e analítico, levando em conta 204 gestantes atendidas no ambulatório de pré-natal de maternidade pública entre maio de 2007 e dezembro de 2008. Os fatores de risco incluíram aspectos sociodemográficos, antecedentes pessoais, obstétricos e familiares, índice de massa corpórea (IMC) pré-gestacional elevado, excesso de ganho de peso gestacional e anemia. Desfechos adversos incluíram pré-eclâmpsia (PE), diabetes mellitus gestacional (DMG), parto cesariano, prematuridade e recém-nascido (RN) com peso alterado. RESULTADOS: A média de idade foi 26±6,4 anos, predominando as pardas (59,8%), com segundo grau completo e superior incompleto de escolaridade (51,8%), união estável (67,2%) e ocupação remunerada (51,0%). A maioria foi admitida no segundo trimestre (63,7%) e 16,7% no primeiro; 42,6% eram primíparas. Hipertensão arterial crônica (2,9%), pré-eclâmpsia (9,8%), excessivo ganho de peso na gestação (15,2%) e diabetes mellitus gestacional (1,0%) foram relatados em gestações anteriores. Na atual gestação foi encontrado IMC pré-gestacional elevado em 34,6% e ganho excessivo de peso em 45,5%, bem como anemia em 25,3% e dislipidemia em 47,3%. O rastreamento para diabetes mellitus gestacional indicado em 17,5% foi confirmado em 3,4% das mulheres. A proteína urinária elevada em amostra única ocorreu em 16,4%. Resultados materno-fetais adversos incluíram PE (4,5%), DMG (3,4%), prematuridade (4,4%) e partos cesarianos (40,1%). RNs grandes para a idade gestacional (GIG) somaram 9,8% e pequenos para a idade gestacional (PIG), 13,8%. A análise de regressão de Poisson multivariada identificou IMC pré-gestacional elevado (>25 kg/m²) como preditor independente para PE (risco relativo (RR) de 17,2 e intervalo de confiança (IC) 95% 2,1-137,5) e parto cesariano (RR=1,8; IC95% 1,1-2,8). A cesárea prévia mostrou-se preditora para novo parto cirúrgico (RR=2,3; IC95% 1,3-3,9). Ganho de peso gestacional excessivo e anemia foram preditores de risco para RN com peso aumentado (RR=4,7; IC95% 1,6-14,0 e RR=3,4; IC95% 1,4-8,1, respectivamente). CONCLUSÃO: O sobrepeso e a obesidade pré-gestacionais, o ganho excessivo de peso na gestação e a anemia foram fatores de risco para pré-eclâmpsia, parto cesariano e alteração de peso do RN.
Resumo
Revista Brasileira de Ginecologia e Obstetrícia. 2012;34(3):102-106
DOI 10.1590/S0100-72032012000300002
OBJETIVO: Descrever a prevalência dos fatores de risco gestacionais e sua associação com desfechos materno-fetais desfavoráveis. MÉTODOS: Estudo longitudinal, descritivo e analítico, levando em conta 204 gestantes atendidas no ambulatório de pré-natal de maternidade pública entre maio de 2007 e dezembro de 2008. Os fatores de risco incluíram aspectos sociodemográficos, antecedentes pessoais, obstétricos e familiares, índice de massa corpórea (IMC) pré-gestacional elevado, excesso de ganho de peso gestacional e anemia. Desfechos adversos incluíram pré-eclâmpsia (PE), diabetes mellitus gestacional (DMG), parto cesariano, prematuridade e recém-nascido (RN) com peso alterado. RESULTADOS: A média de idade foi 26±6,4 anos, predominando as pardas (59,8%), com segundo grau completo e superior incompleto de escolaridade (51,8%), união estável (67,2%) e ocupação remunerada (51,0%). A maioria foi admitida no segundo trimestre (63,7%) e 16,7% no primeiro; 42,6% eram primíparas. Hipertensão arterial crônica (2,9%), pré-eclâmpsia (9,8%), excessivo ganho de peso na gestação (15,2%) e diabetes mellitus gestacional (1,0%) foram relatados em gestações anteriores. Na atual gestação foi encontrado IMC pré-gestacional elevado em 34,6% e ganho excessivo de peso em 45,5%, bem como anemia em 25,3% e dislipidemia em 47,3%. O rastreamento para diabetes mellitus gestacional indicado em 17,5% foi confirmado em 3,4% das mulheres. A proteína urinária elevada em amostra única ocorreu em 16,4%. Resultados materno-fetais adversos incluíram PE (4,5%), DMG (3,4%), prematuridade (4,4%) e partos cesarianos (40,1%). RNs grandes para a idade gestacional (GIG) somaram 9,8% e pequenos para a idade gestacional (PIG), 13,8%. A análise de regressão de Poisson multivariada identificou IMC pré-gestacional elevado (>25 kg/m²) como preditor independente para PE (risco relativo (RR) de 17,2 e intervalo de confiança (IC) 95% 2,1-137,5) e parto cesariano (RR=1,8; IC95% 1,1-2,8). A cesárea prévia mostrou-se preditora para novo parto cirúrgico (RR=2,3; IC95% 1,3-3,9). Ganho de peso gestacional excessivo e anemia foram preditores de risco para RN com peso aumentado (RR=4,7; IC95% 1,6-14,0 e RR=3,4; IC95% 1,4-8,1, respectivamente). CONCLUSÃO: O sobrepeso e a obesidade pré-gestacionais, o ganho excessivo de peso na gestação e a anemia foram fatores de risco para pré-eclâmpsia, parto cesariano e alteração de peso do RN.