Recurrent preterm birth: data from the study "Birth in Brazil".

OBJECTIVE: Describe and estimate the rate of recurrent preterm birth in Brazil according to the type of delivery, weighted by associated factors.
METHODS: We obtained data from the national hospital-based study "Birth in Brazil", conducted in 2011 and 2012, from interviews with 23,894 women. Initially, we used the chi-square test to verify the differences between newborns according to previous prematurity and type of recurrent prematurity. Sequentially, we applied the propensity score method to balance the groups according to the following covariates: maternal age, socio-economic status, smoking during pregnancy, parity, previous cesarean section, previous stillbirth or neonatal death, chronic hypertension and chronic diabetes. Finally, we performed multiple logistic regression to estimate the recorrence.
RESULTS: We analyzed 6,701 newborns. The rate of recurrence was 42.0%, considering all women with previous prematurity. Among the recurrent premature births, 62.2% were spontaneous and 37.8% were provider-initiated. After weighting by propensity score, we found that women with prematurity have 3.89 times the chance of having spontaneous recurrent preterm birth (ORaj = 3.89; 95%CI 3.01-5.03) and 3.47 times the chance of having provider-initiated recurrent preterm birth (ORaj = 3.47; 95%CI 2.59-4.66), compared to women who had full-term newborns.
CONCLUSIONS: Previous prematurity showed to be a strong predictor for its recurrence. Thus, expanding and improving the monitoring and management of pregnant women who had occurrence of prematurity strongly influence the reduction of rates and, consequently, the reduction of infant morbidity and mortality risks in the country.

INTRODUCTION

Recurrent prematurity happens when two or more deliveries occur before 37 weeks of gestation[1] . Although its etiology is complex, multifactorial and even unknown, the scientific literature shows that the occurrence of prematurity comprises one of the main factors for its incidence in subsequent pregnancies[1] .

The rate of prematurity has increased worldwide, mainly due to the increase in late prematurity, often associated with obstetric interventions[5] . In 2014, the global rate of prematurity was 10.6 per 100 live births, with Asia accounting for 52.9% of these births. Brazil ranks ninth among the 10 countries with the highest rates of prematurity, with a rate of 11.2 per 100 live births[6] .

Despite the high rate of prematurity in Brazil, there is a lack of data availability regarding recurrent prematurity and its possible associated factors, and therefore the rate of recurrent prematurity in the country is unknown. Thus, population-based studies to obtain these data are necessary because of the high financial costs that premature births generate for health systems, as well as their consequences for infant health, which include higher risks of neonatal and infant mortality[7] , cardiac, renal, and cognitive changes during adulthood[8] .

Different factors can affect the estimate of the recurrent prematurity rate, including gestational age limits, the occurrence of multiple gestations and spontaneous deliveries and by obstetric intervention[9] . Studies show higher risks of recurrence of prematurity around the same gestational age and the same type of delivery as in the previous pregnancy, evidencing a dependency relationship between births[4 , 10] .

Other factors associated with recurrent prematurity have been described in international studies, such as black race/color[11] , delivery intervals shorter than two years[4] , teenage pregnancy[12] and advanced maternal age[13] , low socioeconomic status[12] , complications of the current pregnancy[12] and lack of prenatal care[14] . However, the associations differ according to the type of delivery.

Considering the high rates of prematurity in Brazil and the scarcity of national data regarding its recurrence, the objective of this study was to describe and estimate the rate of recurrent prematurity in Brazil according to the type of delivery, weighted by associated factors.

METHODS

This study is part of the national “Birth in Brazil” survey, conducted between 2011 and 2012. “Birth in Brazil” was a hospital-based study that sought to evaluate prenatal care to delivery and postpartum care of women with hospital deliveries having as the pregnancy outcome a live newborn with any weight and gestational age (GA), or a dead fetus with weight greater than or equal to 500 grams and/or GA greater than 22 weeks.

The sample selection of the original study was composed of three stages. The first stage is the selection of hospitals by means of probability proportional to size (PPS). Thus, all hospitals with 500 or more deliveries/year in 2007, according to data from the information system on live births (Sinasc - Sistema de Informação Sobre Nascidos Vivos ), were selected and stratified by the five macroregions of the country. Finally, 266 hospitals were sampled, representing 19% of all those with 500 births or more in 2007. The second stage consisted of applying the inverse sampling method to ensure the minimum number of seven days of data collection necessary to reach the number of 90 postpartum women in each hospital. In the third and last stage, we selected eligible postpartum women to interviews. The final sample size was 23,894 postpartum women, with 90 interviews per hospital. Vasconcellos et al.[15] present more details about the sample design and selection of postpartum women.

We extracted the data from face-to-face interviews with postpartum women during hospitalization; from prenatal care cards; and from maternal and newborn (NB) records. In addition, we conducted two telephone interviews after the puerperal women hospital discharge (six and twelve months after the hospital interview). Professionals trained by the central coordination team, using instruments developed specifically for this research, performed all data collection. A previous study by do Carmo Leal et al.[16] gives more information about data collection.

This analysis included multiparous women with single gestation whose pregnancy outcome was a live preterm (< 37 weeks) or full term (39–40 weeks) newborn. We excluded early term neonates (37–38 weeks), since they have an increased risk for Neonatal Intensive Care Unit (NICU) admission and higher risks for neonatal morbidities[17] . The estimation of GA was based primarily on the ultrasound performed between 7 and 13 weeks of gestation. In the absence of an ultrasound, the GA was based on the information reported by the puerperal woman in the interview and, finally, on the date of the last menstrual period and the birth weight percentile[18] .

For the purposes of analysis, we categorized recurrent prematurity according to the type of delivery. We considered spontaneous delivery in cases of premature rupture of the fetal amniotic membranes (pPROM) or spontaneous onset of labor; and provider-initiated delivery when induction of labor was by means of drug intervention or by performing an elective cesarean section before the 37th week of gestation[19] . Furthermore, early prematurity were considered to be all newborns with gestational age less than or equal to 33 weeks, and late prematurity were all those born between 34 and 36 weeks of gestation.

The primary exposure of interest was previous prematurity, extracted from the maternal record, prenatal care card, and interview with the woman. We used other covariates for the analysis, namely: type of hospital (public; mixed; private), maternal age (12–19 years; 20–34 years; ≥ 35 years), economic status according to the Brazilian Association of Market Research Institutes (classes A/B - high, C - middle, D/E - low), adequacy of prenatal care according to the modified Kotelchuck Index[20] (inadequate/partially adequate; adequate/more than adequate), smoking in the third trimester of pregnancy (no; yes, less than 10 cigarettes per day; yes, 10 or more cigarettes per day), pregestational body mass index (BMI) (< 18.5; 18.5–24.9; 25.0–29.9; ≥ 30.0), parity (1–2 previous deliveries; ≥ 3 previous deliveries), previous cesarean section (no; yes), previous stillbirth or neonatal death (no; yes), malformation of current pregnancy (no; yes), chronic hypertension (no; yes), chronic diabetes (no; yes), hypertensive syndromes (hypertension, preeclampsia and HELLP syndrome), gestational diabetes (no; yes), other chronic disease (chronic heart disease other than hypertension, chronic kidney disease, and autoimmune disease), infection on admission for delivery (including urinary tract infection and other serious infections such as chorioamnionitis and pneumonia), premature placental abruption (no; yes), placenta previa (no; yes), and intrauterine growth restriction (IUGR) (no; yes).

We performed the data analysis in five steps. Initially, we constructed two directed acyclic graphs (DAG)[a] , based on the literature, in order to identify the adjustment covariates required to estimate the association between previous prematurity and spontaneous recurrent prematurity, and by obstetric intervention.

The second step consisted of calculating the recurrent prematurity rate, where the total number of recurrent premature babies was divided by the total number of women with previous prematurity, multiplied by 100. Sequentially, we performed a descriptive analysis of the care, sociodemographic and obstetric characteristics of preterm and full-term infants, according to previous prematurity. We also performed a descriptive analysis of recurrent prematurity, categorized as spontaneous and by obstetric intervention, using full-term newborns as the reference group. At this stage, we used the chi-square test with Rao-Scott adjustment to compare proportions between groups.

For the third stage, we associated the adjustment covariates, initially flagged in the DAG, with recurrent spontaneous recurrent prematurity and by obstetric intervention by means of univariate logistic regression, using full-term newborns as the reference group. We expressed the results as odds ratios (OR), with their respective 95% confidence intervals (95%CI).

Then, we applied the propensity score method to estimate the causal effects of spontaneous recurrent prematurity and by obstetric intervention, taking full term newborns as the reference group. This strategy is usual in observational studies in order to reduce selection bias, because it enables a situation similar to that of quasi-experimental studies and therefore achieves a balance between treatment and control groups by adjustment variables[21] , signaled by the DAG. For this, we calculated weights and used them to weight the groups using the average treatment effect (ATE). We also checked the balancing of the groups according to the adjustment covariates, using the absolute standardized difference of means. We considered balancing as adequate when this measure was less than 0.10[21] .

Finally, we analyzed recurrent prematurity by the unconditional logistic regression model weighted by propensity score. We presented the results as crude odds ratios and adjusted odds ratios after balancing, with their 95%CI. We performed the analyses in R software version 3.4.3 (The R foundation for statistical computing).

During statistical analysis, we considered the complex sampling design using data weighting and calibration, and incorporating the design effect in order to ensure that the distribution of sampled puerperal women was similar to that observed in the population for the year 2011.

The research ethics committee of the Escola Nacional de Saúde Pública Sergio Arouca , Fundação Oswaldo Cruz (ENSP/Fiocruz), under the report no. 92/2010, approved the study “Birth in Brazil”. For the purpose of this study, the ethics committee approved the study under the report no. 2.972.153.

RESULTS

We analyzed 6,701 newborns, of which 830 (12.4%) were from women with previous prematurity. The rate of recurrent prematurity was 42.0%, considering all women with previous prematurity. Among the 349 recurrent prematurity, 31.0% were early, 69.0% were late, 62.2% were spontaneous, and 37.8% were provider-initiated.

Recurrent prematurity, when compared to non-recurrent, were more frequent in women with A/B and C class socio-economic conditions, with three or more previous births, and with occurrence of stillbirth or neonatal death. Among full-term newborns, we found higher proportions of previous prematurity among women who were eutrophic and overweight, who had three or more previous deliveries, previous cesarean sections, an occurrence of stillbirth or neonatal death, with hypertensive syndromes, infection on admission for delivery and placenta previa, compared to full-term newborns without previous prematurity ( Table 1 ).

Table 1

Maternal and childbirth care characteristics used for weighting, according to previous prematurity. Brazil, 2011–2012.

	Premature (n = 1,215)		pa	Full term (n = 5,486)		pa
	Previous Prematurity			Previous Prematurity
	Yes	No		Yes	No
Total	349 (100.0)	866 (100.0)		481 (100.0)	5.005 (100.0)
Type of hospital
Public	190 (54.4)	420 (48.5)	0.172	224 (46.6)	2.157 (43.1)	0.257
Mixed	121 (34.7)	338 (39.0)		213 (44.3)	2.305 (46.1)
Private	38 (10.9)	108 (12.5)		44 (9.1)	543 (10.8)
Maternal ageb
12 to 19 years	31 (9.0)	70 (8.1)	0.310	27 (5.6)	313 (6.3)	0.931
20 to 34 years	257 (74.3)	618 (71.4)		383 (79.6)	3.972 (79.4)
≥ 35 years	58 (16.8)	178 (20.6)		71 (14.8)	720 (14.4)
Socioeconomic statusb
Class D/E – low	97 (27.9)	222 (25.8)	0.048	130 (27.2)	1.248 (25.2)	0.438
Class C – middle	165 (47.6)	471 (54.9)		251 (52.5)	2.597 (52.3)
Class A/B – high	85 (24.5)	166 (19.3)		97 (20.3)	1.115 (22.5)
Adequacy of prenatal careb
Inadequate or partially adequate	142 (41.5)	356 (42.5)	0.762	178 (37.6)	1.864 (38.0)	0.925
Adequate or more than adequate	200 (58.5)	482 (57.5)		296 (62.4)	3.044 (62.0)
Smoking in the third trimester of pregnancyb
No	319 (91.7)	778 (89.8)	0.490	440 (91.5)	4.572 (91.3)	0.553
Yes, < 10 cigarettes/day	19 (5.5)	51 (5.9)		27 (5.6)	247 (4.9)
Yes, ≥ 10 cigarettes/day	10 (2.9)	37 (4.3)		14 (2.9)	186 (3.7)
BMI
< 18.5	27 (7.7)	52 (6.0)	0.743	23 (4.8)	295 (5.9)	0.011
18.5–24.9	191 (54.7)	484 (55.9)		246 (51.1)	2.845 (56.8)
25.0–29.9	91 (26.1)	231 (26.7)		150 (31.2)	1.296 (25.9)
≥ 30.0	40 (11.5)	99 (11.4)		62 (12.9)	569 (11.4)
Parity
1–2 previous deliveries	238 (68.2)	691 (79.8)	0.001	363 (75.3)	4.149 (82.9)	< 0.001
≥ 3 previous deliveries	111 (31.8)	175 (20.2)		118 (24.7)	856 (17.1)
Previous cesarean sectionb
Yes	138 (39.5)	328 (38.1)	0.604	232 (48.6)	1.951 (39.2)	< 0.001
No	211 (60.5)	534 (61.9)		245 (51.4)	3.027 (60.8)
Previous stillbirth or neonatal deathb
Yes	81 (23.2)	65 (7.5)	< 0.001	84 (17.5)	220 (4.4)	< 0.001
No	268 (76.8)	800 (92.5)		397 (82.5)	4.785 (95.6)
Malformation b
Yes	13 (3.7)	33 (3.8)	0.944	8 (1.7)	59 (1.2)	0.359
No	336 (96.3)	833 (96.2)		473 (98.3)	4.946 (98.8)
Chronic hypertensionb
Yes	27 (7.7)	49 (5.7)	0.176	21 (4.4)	155 (3.1)	0.141
No	322 (92.3)	817 (94.3)		460 (95.6)	4.850 (96.9)
Chronic diabetesb
Yes	6 (1.7)	26 (3.0)	0.206	6 (1.2)	64 (1.3)	0.953
No	343 (98.3)	840 (97.0)		475 (98.8)	4.941 (98.7)
Clinical and obstetric complications
Hypertensive syndromesc	84 (24.1)	173 (20.0)	0.114	85 (17.7)	472 (9.4)	< 0.001
Gestational diabetes	38 (10.9)	95 (11.0)	0.967	52 (10.8)	464 (9.3)	0.275
Other severe chronic diseased	6 (1.7)	7 (0.8)	0.163	5 (1.0)	41 (0.8)	0.613
Infection on admission for delivery	4 (1.1)	10 (1.2)	0.994	6 (1.2)	9 (0.2)	< 0.001
Premature placental abruption	22 (6.3)	40 (4.6)	0.227	8 (1.7)	53 (1.1)	0.229
Placenta previa	4 (1.1)	19 (2.2)	0.225	6 (1.2)	19 (0.4)	0.007
Restricted intrauterine growth	37 (10.6)	78 (9.0)	0.390	20 (4.2)	157 (3.1)	0.226

a Rao-Scott χ2 test.

b Different total due to missing values.

c Hypertension, preeclampsia and HELLP syndrome.

d Chronic heart disease (except hypertension), chronic kidney disease, and autoimmune diseases.

Table 2 shows that recurrent spontaneous preterm birth were more frequent in public hospitals and in adolescents, middle class, with low birth weight and eutrophic, with inadequate or partially adequate prenatal care, with three or more previous deliveries, without previous cesarean sections, with previous stillbirth or neonatal death, malformation, gestational diabetes, infection on admission for delivery, and premature placental abruption, when compared to full-term newborns. In contrast, recurrent provider-initiated preterm birth occurred more in women aged ≥ 35 years, high socioeconomic class, low birth weight or obese, adequate or more than adequate prenatal care, with previous cesarean section, previous stillbirth or neonatal death, and chronic hypertension, when compared to full-term newborns. Moreover, the recurrent provider-initiated preterm birth presented most of the clinical and obstetric complications, except for severe chronic disease and placenta previa.

Table 2

Type of recurrent prematurity according to maternal and birth care characteristics. Brazil, 2011–2012.

	Recurrent Prematurity				39–40 weeks (Ref.) n (%)
	Spontaneousb	pa	Provider-initiated	pa
	n (%)		n (%)
Total	217 (100.0)		132 (100.0)		5,486 (100.0)
Type of hospital
Public	134 (61.8)	< 0.001	57 (43.2)	0.091	2,381 (43.4)
Mixed	68 (31.3)		53 (40.2)		2,518 (45.9)
Private	15 (6.9)		22 (16.7)		587 (10.7)
Maternal Ageb
12 to 19 years	28 (13.1)	< 0.001	3 (2.3)	0.007	340 (6.2)
20 to 34 years	159 (74.3)		98 (74.2)		4,355 (79.4)
≥ 35 years	27 (12.6)		31 (23.5)		791 (14.4)
Socioeconomic statusc
Class D/E – low	67 (30.9)	0.163	30 (22.7)	< 0.001	1,378 (25.3)
Class C – middle	113 (52.1)		54 (40.9)		2,848 (52.4)
Class A/B – high	37 (17.0)		48 (36.4)		1,212 (22.3)
Adequacy of prenatal carec
Inadequate or partially adequate	106 (50.2)	0.001	37 (28.2)	0.011	2,042 (37.9)
Adequate or more than adequate	105 (49.8)		94 (71.8)		3,340 (62.1)
Smoking in the third trimester of pregnancy
No	194 (89.4)	0.488	126 (95.4)	0.291	5,012 (91.3)
Yes, < 10 cigarettes/day	15 (6.9)		5 (3.8)		274 (5.0)
Yes, ≥ 10 cigarettes/day	8 (3.7)		1 (0.8)		200 (3.6)
BMI
< 18.5	16 (7.4)	0.037	11 (8.3)	0.002	318 (5.8)
18.5–24.9	132 (60.8)		59 (44.7)		3,091 (56.3)
25.0–29.9	57 (26.3)		34 (25.8)		1,446 (26.4)
≥ 30.0	12 (5.5)		28 (21.2)		631 (11.5)
Parity
1–2 previous deliveries	139 (64.1)	< 0.001	99 (75.0)	0.084	4,512 (82.2)
≥ 3 previous deliveries	78 (35.9)		33 (25.0)		974(17.8)
Previous cesarean sectionc
Yes	57 (26.3)	< 0.001	81 (61.4)	< 0.001	2,183 (40.0)
No	160 (73.7)		51 (38.6)		3,272 (60.0)
Previous stillbirth or neonatal death
Yes	48 (22.1)	< 0.001	33 (25.0)	< 0.001	304 (5.5)
No	169 (77.9)		99 (75.0)		5,182 (94.5)
Malformation
Yes	8 (3.7)	0.020	5 (3.8)	0.058	67 (1.2)
No	209 (96.3)		127 (96.2)		5,419 (98.8)
Chronic hypertension
Yes	3 (1.4)	0.061	24 (18.2)	< 0.001	176 (3.2)
No	214 (98.6)		108 (81.8)		5,310 (96.8)
Chronic diabetes
Yes	4 (1.8)	0.694	2 (1.5)	0.995	70 (1.3)
No	213 (98.2)		130 (98.5)		5,416 (98.7)
Clinical and obstetric complications
Hypertensive syndromesd	17 (7.8)	0.049	67 (50.8)	< 0.001	557 (10.1)
Gestational diabetes	11 (5.1)	0.019	27 (20.5)	< 0.001	516 (9.4)
Other severe chronic diseased e	4 (1.8)	0.123	2 (1.5)	0.430	46 (0.8)
Infection on admission for delivery	3 (1.4)	0.030	2 (1.5)	0.056	15 (0.3)
Premature placental abruption	8 (3.7)	0.039	14 (10.6)	< 0.001	61 (1.1)
Placenta previa	2 (0.9)	0.714	2 (1.5)	0.272	25 (0.5)
Restricted intrauterine growth	7 (3.2)	0.414	29 (22.0)	< 0.001	177 (3.2)

Ref.: reference.

a Rao-Scott χ2 test.

b Spontaneous labor onset or premature rupture of membranes.

c Different total due to missing values.

d Hypertension, preeclampsia and HELLP syndrome.

e Chronic heart disease (except hypertension), chronic kidney disease, and autoimmune diseases.

Multiple analysis showed higher odds of spontaneous recurrent prematurity in adolescents, those of lower class, and those who smoked 10 or more cigarettes per day in the third trimester of pregnancy. On the other hand, women with maternal age ≥ 35 years, of high socioeconomic class, with previous cesarean section, chronic hypertension and chronic diabetes had higher chances of recurrent provider-initiated preterm birth compared to full term newborns ( Table 3 ).

Table 3

Maternal characteristicsa used to weight women according to the type of recurrent prematurity. Brazil, 2011–2012.

	Spontaneous recurrent preterm birthb (n = 197)	pc	Recurrent provider-initiated preterm birthb (n = 136)	pc
	Crude OR (95%CI)		Crude OR (95%CI)
Maternal age
12 to 19 years	2.08 (1.60–2.71)	< 0.001	0.76 (0.47–1.24)	0.991
20 to 34 years	1.00		1.00
≥ 35 years	1.02 (0.81–1.27)	0.912	1.74 (1.39–2.19)	< 0.001
Socioeconomic classification
Class D/E – low	1.00		1.00
Class C – middle	0.73 (0.61–0.88)	< 0.001	1.29 (1.00–1.68)	0.063
Class A/B – high	0.51 (0.40–0.64)	< 0.001	1.89 (1.43–2.51)	< 0.001
Smoking in the third trimester of pregnancy
No	1.00		-
Yes, < 10 cigarettes/day	1.36 (0.98–1.90)	0.070	-	-
Yes, ≥ 10 cigarettes/day	1.74 (1.22–2.47)	0.002	-	-
Parity
1–2 previous deliveries	1.00		1.00
≥ 3 previous deliveries	1.43 (1.18–1.73)	< 0.001	1.32 (1.04–1.67)	0.023
Previous cesarean section
No	-	-	1.00
Yes	-	-	2.30 (1.89–2.81)	< 0.001
Previous stillbirth or neonatal death
No	1.00		1.00
Yes	2.21 (1.70–2.87)	< 0.001	2.82 (2.11–3.76)	< 0.001
Chronic hypertension
No	1.00		1.00
Yes	1.01 (0.63–1.59)	0.990	3.06 (2.12–4.40)	< 0.001
Chronic diabetes
No	1.00		1.00
Yes	1.31 (0.67–2.57)	0.447	3.09 (1.74–5.49)	< 0.001

OR: odds ratio; 95%CI: 95% confidence interval.

a All variables were selected based on the DAG (directed acyclic graph).

b Different due to missing values.

c The outcomes were compared with the category: 39–40 weeks gestation.

Table 4 shows the balancing that we performed before and after the propensity score, using standardized differences between the means of the groups. Before balancing, stillbirth or previous neonatal death (0.422) was the largest mean difference found for both groups. After weighting, we found the standardized differences between the means of the two groups approached zero for all covariates, indicating that the balancing after adjustment by the propensity score was adequate.

Table 4

Difference in means for the characteristics used in weighting women, according to the type of recurrent prematurity. Brazil, 2011–2012.

	Recurrent spontaneous preterm birth		Recurrent provider-initiated preterm birth
	Before balancing	After balancing	Before balancing	After balancing
Maternal age
12 to 19 years	0.034	-0.026	0.034	-0.026
20 to 34 years	-0.021	0.009	-0.021	0.009
≥ 35 years	-0.000	0.026	-0.000	0.026
Socioeconomic status
Class D/E - low	0.044	0.050	0.044	0.050
Class C - middle	-0.018	-0.049	-0.018	-0.049
Class A/B - high	-0.025	0.004	-0.025	0.004
Smoking in the third trimester of pregnancy
No	-0.015	0.035	-	-
Yes, < 10 cigarettes/day	0.042	-0.027	-	-
Yes, ≥ 10 cigarettes/day	-0.031	-0.021	-	-
Parity
1–2 previous deliveries	-0.222	-0.056	-0.222	-0.056
≥ 3 previous deliveries	0.222	0.056	0.222	0.056
Previous cesarean section
Yes	-	-	0.089	-0.018
No	-	-	-0.089	0.018
Previous stillbirth or neonatal death
Yes	0.422	-0.035	0.422	-0.035
No	-0.422	0.035	-0.422	0.035
Chronic hypertension
Yes	0.099	0.002	0.099	0.002
No	-0.099	-0.002	-0.099	-0.002
Chronic Diabetes
Yes	0.005	-0.003	0.005	-0.003
No	-0.005	0.003	-0.005	0.003

Given this, the final analysis showed that women with previous prematurity have 3.89 times the chance of having spontaneous recurrent prematurity (ORaj: 3.89; 95%CI 3.01–5.03) and 3.47 times the chance of having recurrent provider-initiated preterm birth (ORaj: 3.47; 95%CI 2.59–4.66) when compared to women with full-term newborns ( Table 5 ).

Table 5

Crude and adjusted odds ratios when comparing recurrent preterm with full-term newborns, after propensity score. Brazil, 2011–2012.

	Crude OR (95%CI)	OR after balancing (95%CI)
Recurrent prematurity
General
< 37 weeks	4.25 (3.62–4.97)	3.72 (3.01–4.61)
39–40 weeks	1.00
Spontaneous
< 37 weeks	4.10 (3.39–4.95)	3.89 (3.01–5.03)
39–40 weeks	1.00	1.00
Provider-initiated
< 37 weeks	4.48 (3.59–5.60)	3.47 (2.59–4.66)
39–40 weeks	1.00	1.00

OR: odds ratio; 95%CI: 95% confidence interval.

DISCUSSION

The rate of recurrent prematurity was 42.0% among women with previous prematurity, most of which was late and of spontaneous cause. Factors related to social vulnerability showed higher odds for spontaneous recurrent prematurity, while better socioeconomic conditions were associated with recurrent provider-initiated preterm birth. In addition, previous prematurity increased the chances of recurrence of spontaneous and provider-initiated preterm births.

The recurrence rate in our study was higher than those reported in studies conducted in the Netherlands (29.3%)[22] , Japan (22.3%)[23] and Utah (21.0%)[12] . The reasons for this are still poorly understood, however, studies show that socioeconomic factors, inadequate prenatal care, maternal risk behaviors, obstetric complications, genetic factors and models of obstetric care are possible determinants of recurrent prematurity[4 , 12 , 24] .

When analyzing recurrent prematurity by type of delivery, we found higher frequencies of spontaneous premature birth (62.2%). Moreover, adolescents with worse socioeconomic conditions were more likely to have spontaneous recurrent prematurity, while women with better socioeconomic conditions, prior cesarean section, chronic hypertension and chronic diabetes were significantly associated with recurrent provider-initiated preterm birth. These findings corroborate previous Brazilian studies identifying that women in situations of social vulnerability have higher risks of spontaneous prematurity, while those with better socioeconomic conditions have higher risks of prematurity by obstetric intervention[25 , 26] . In addition, we observed significantly higher values of prematurity in underweight or obese women. Inadequate nutrition is closely related to the low socioeconomic status of pregnant women, just as overweight is associated with maternal complications (gestational diabetes and hypertensive syndromes). Therefore, gestational weight gain different from the recommended one leads to higher risks of adverse outcomes for mothers and their newborns[27 , 28] .

This study also revealed higher chances of recurrence of spontaneous and provider-initiated preterm birth regardless of the type of previous prematurity. Retrospective cohort conducted in 20 hospitals located in Utah showed that previous spontaneous preterm is a strong predictor of subsequent spontaneous preterm birth (RRaj: 5.64; 95%CI 5.27–6.05), just as previous provider-initiated preterm has higher risks of recurrent provider-initiated preterm birth (RRaj: 9.10; 95%CI 4.68–17.71) and vice versa[29] .

In Brazil, it is possible that women with previous prematurity by obstetric intervention have even higher risks of recurrence, due to the effects of the organization of obstetric care and women’s choice for the same type of delivery, especially cesarean section. Domingues et al.[30] showed that multiparous women with previous cesarean sections have an initial preference for cesarean sections in subsequent pregnancies. Among the reasons for this choice, the study points out the possibility of scheduling a cesarean section at the very beginning of pregnancy[30] . As a result, a study by Nakamura-Pereira et al.[31] , using the Robson Classification, evidenced that multiparous women with prior cesarean section and cephalic presentation ≥ 37 weeks represent the second group that most contributes to cesarean section rates in Brazil. Another study by Nakamura-Pereira et al.[32] also identified that among women eligible to attempt labor after a cesarean section, 66.1% had elective repeat cesarean sections, which demonstrates adherence to the saying “once a cesarean section, always a cesarean section”. These phenomena are intrinsically related to the increase in increasingly earlier deliveries, which contribute to nearly 10% of cesarean rates in Brazil[31] .

In addition to elective cesarean section, maternal clinical complications also relate to provider-initiated preterm birth. Retrospective cohort conducted in Northern Tanzania showed that women who had preeclampsia in previous pregnancies had a 50% higher risk of recurrent prematurity compared to women with normal blood pressure[33] . Therefore, the recommendation is to identify early women with a history of prematurity associated with comorbidities and treat them timely in the prenatal period and during labor to prevent negative maternal-fetal outcomes.

The number of previous prematurity, birth order, and gestational age[2 , 29 , 34] influence the recurrence of prematurity. In a cohort of women with three consecutive singleton pregnancies, Hiersch et al.[2] found RR = 3.1 (95% CI 1.9–4.9) for recurrent prematurity at third pregnancy in women who had prematurity only at first pregnancy; RR = 5.6 (95% CI 3.6–8.8) in women who had this outcome at second pregnancy; and RR = 38.2 (95% CI 20.6–70.8) in women with prematurity at the first two deliveries, when compared to women who had a full-term newborn. Therefore, recurrence in a third pregnancy is more associated with women with a history of prematurity in their second pregnancy than in their first[34] . For gestational age, a retrospective cohort conducted in California found that women with a first birth before 32 weeks gestation had 23. 3 times higher risk of recurrence before 32 weeks gestation[35] , so the earlier the previous birth, the higher the risk of recurrent prematurity.

Regarding interventions to prevent increasingly early births, Mazaki-Tovi et al.[9] , in a literature review, state that the best strategy is still progesterone administration. Uterine cerclage is also possible, but only in the presence of uterine cervical insufficiency, or in women with a previous incidence of cervical insufficiency, or in women with early uterine cervical shortening diagnosed by ultrasound[9 , 36] .

The highlight of this study was to estimate the chance of recurrent prematurity in multiparous women in Brazil based on the national survey “Birth in Brazil”, which used a representative sample of women considering the country’s regions, geographic location (capital or interior) and type of hospital care (private, public or mixed). Also highlighted was the method of analysis applied – propensity score weighting – allowing the results of this study to be brought closer to those of an experimental study, making the groups comparable and the results more robust.

However, this study has some limitations. Only puerperal women attending hospitals with more than 500 births/year (representing 80% of births in the country) were included and, therefore, it is possible that women with deliveries in smaller hospitals, or with home or public deliveries, have different risks for recurrent prematurity. It was also not possible to estimate the direct effect of the type of previous prematurity on the type of recurrent prematurity, due to the absence of information on previous pregnancies. In addition, it was not possible to analyze prematurity according to gestational age because of the low frequencies of newborns in each subgroup of recurrent prematurity. Future studies should include these factors for a complete investigation of the risks for recurrent spontaneous prematurity and by obstetric intervention.

In conclusion, previous prematurity proved to be a strong predictor for recurrence of spontaneous and provider-initiated preterm births. Unfortunately, Brazil is among the ten countries that together contribute to 60% of premature births in the world[37] . Besides bringing implications for the child’s health, prematurity also represents the leading cause of neonatal death, and therefore Brazil faces the great challenge of reducing its prematurity rates. Thus, the findings of this study have important clinical implications for the monitoring and management of pregnant women with a history of prematurity, aiming to assist health care professionals to plan with adequate care for the prevention of new prematurity and to reduce the risk of adverse neonatal outcomes in this population.

INTRODUÇÃO

A prematuridade recorrente ocorre quando se realiza dois ou mais partos antes de completar 37 semanas de gestação[1] . Embora a sua etiologia seja complexa, multifatorial e até mesmo desconhecida, a literatura científica mostra que o histórico de prematuridade compreende um dos principais fatores para sua ocorrência em gestações subsequentes[1] .

A taxa de prematuridade tem aumentado em todo o mundo, principalmente devido ao aumento de nascimentos prematuros tardios, frequentemente associados às intervenções obstétricas[5] . Em 2014, a taxa global de prematuridade foi de 10,6 por 100 nascidos vivos, sendo a Ásia responsável por 52,9% desses nascimentos. O Brasil ocupa o nono lugar no ranking dos 10 países com as maiores taxas de prematuridade, com uma taxa de 11,2 por 100 nascidos vivos[6] .

Apesar da elevada taxa de prematuridade no Brasil, verifica-se uma falta de disponibilidade de dados relativos à prematuridade recorrente e os seus possíveis fatores associados e, portanto, a taxa de prematuridade recorrente no país é desconhecida. Dessa forma, estudos de base populacional para a obtenção desses dados são necessários, em virtude dos altos custos financeiros que partos prematuros geram para os sistemas de saúde, assim como as suas consequências para a saúde infantil, que incluem maiores riscos de mortalidade neonatal e infantil[7] e alterações cardíacas, renais e cognitivas durante a vida adulta[8] .

Diferentes fatores podem afetar a estimativa da taxa de prematuridade recorrente, que englobam os limites de idade gestacional, a ocorrência de gestações múltiplas e de partos espontâneos e por intervenção obstétrica[9] . Assim, estudos mostram maiores riscos de recorrência de prematuridade em torno da mesma idade gestacional e do mesmo tipo de parto da gestação anterior, evidenciando uma relação de dependência entre os nascimentos[4 , 10] .

Outros fatores associados à prematuridade recorrente foram descritos em estudos internacionais, tais como raça/cor preta[11] , intervalo interpartal menor que dois anos[4] , gravidez na adolescência[12] e em idade materna avançada[13] , baixa condição socioeconômica[12] , complicações da gestação atual[12] e falta de assistência pré-natal[14] ; todavia, as associações diferem segundo o tipo de parto.

Considerando as altas taxas de prematuridade no Brasil e a escassez de dados nacionais referente a sua recorrência, o objetivo deste estudo foi descrever e estimar a taxa de prematuridade recorrente no Brasil segundo o tipo de parto, ponderado pelos fatores associados.

MÉTODOS

Este estudo é parte da pesquisa nacional “Nascer no Brasil”, realizada entre 2011 e 2012. “Nascer no Brasil” foi um estudo de base hospitalar que buscou avaliar a assistência pré-natal ao parto e ao pós-parto de mulheres com parto hospitalar que tiveram como desfecho da gestação um recém-nascido vivo com qualquer peso e idade gestacional (IG), ou um feto morto com peso maior ou igual a 500 gramas e/ou IG maior que 22 semanas.

A seleção da amostra do estudo original foi composta por três etapas. A primeira etapa constitui-se pela seleção dos hospitais por meio de probabilidade proporcional ao tamanho (PPT). Desse modo, todos os hospitais com 500 ou mais partos/ano em 2007 segundo dados do Sistema de Informação sobre Nascidos Vivos (Sinasc) foram selecionados e estratificados pelas cinco macrorregiões do país. Ao final, um total de 266 hospitais foi amostrado, representando 19% de todos aqueles com 500 nascimentos ou mais em 2007. A segunda etapa consistiu na aplicação do método de amostragem inversa para assegurar o número mínimo de sete dias de coleta de dados, necessário para atingir o número de 90 puérperas em cada hospital. Na terceira e última etapa, foram selecionadas as puérperas elegíveis a serem entrevistadas. O tamanho final da amostra foi de 23.894 puérperas, com 90 entrevistas por hospital. Demais detalhes acerca do desenho amostral e seleção das puérperas podem ser encontrados em Vasconcellos et al.[15] .

Os dados foram extraídos das entrevistas face a face com as puérperas durante a internação hospitalar; dos cartões de pré-natal; e dos prontuários maternos e dos recém-nascidos (RN). Além disso, foram aplicadas duas entrevistas telefônicas após a alta hospitalar das puérperas (seis e doze meses após a entrevista hospitalar). Toda a coleta de dados foi realizada por profissionais treinados pela equipe de coordenação central utilizando instrumentos desenvolvidos especificamente para esta pesquisa. Maiores informações acerca da coleta de dados podem ser obtidas em estudo prévio de do Carmo Leal et al.[16] .

Nesta análise foram incluídas multíparas com gestação única cujo desfecho da gestação foi um recém-nascido vivo prematuro (< 37 semanas) ou termo completo (39–40 semanas). Recém-nascidos termo precoce (37–38 semanas) foram excluídos, uma vez que têm um risco aumentado para admissão em Unidade de Terapia Intensiva Neonatal (UTIN) e maiores riscos para morbidades neonatais[17] . A estimativa da IG baseou-se prioritariamente na ultrassonografia realizada entre sete e 13 semanas de gestação. Na ausência de ultrassonografia, a IG baseou-se nas informações relatadas pela puérpera na entrevista e, por último, na data da última menstruação e no percentil de peso ao nascer[18] .

Para análise da prematuridade recorrente foi realizada a sua categorização de acordo com o tipo de parto. Dessa forma, considerou-se parto espontâneo quando houve ruptura prematura das membranas fetais amnióticas (pPROM) ou início espontâneo do trabalho de parto; e parto por intervenção obstétrica quando a indução do trabalho de parto foi por meio de intervenção medicamentosa ou realização de uma cesariana eletiva antes da 37ª semana de gestação[19] . Ademais, considerou-se prematuros precoces todos os recém-nascidos com idade gestacional menor ou igual a 33 semanas e prematuros tardios todos aqueles nascidos entre 34 e 36 semanas de gestação.

A exposição primária de interesse foi a prematuridade prévia, extraída do prontuário materno, cartão de pré-natal e entrevista com a puérpera. Outras covariáveis foram utilizadas para a análise, a saber: tipo de hospital (público; misto; privado), idade materna (12–19 anos; 20–34 anos; ≥ 35 anos), classificação econômica segundo a Associação Brasileira de Institutos de Pesquisa de Mercado (classes A/B – alta, C – média, D/E – baixa), adequação do pré-natal segundo o Índice de Kotelchuck modificado[20] (inadequado/parcialmente adequado; adequado/mais que adequado), fumo no terceiro trimestre da gestação (não; sim, menos de 10 cigarros por dia; sim, 10 ou mais cigarros por dia), índice de massa corporal (IMC) pré-gestacional (< 18,5; 18,5–24,9; 25,0–29,9; ≥ 30,0), paridade (1–2 partos anteriores; ≥ 3 partos anteriores), cesariana prévia (não; sim), natimorto ou óbito neonatal anterior (não; sim), malformação da gestação atual (não; sim), hipertensão crônica (não; sim), diabetes crônica (não; sim), síndromes hipertensivas (hipertensão, pre-eclâmpsia e síndrome HELLP), diabetes gestacional (não; sim), outra doença crônica (doenças cardíacas crônicas que não a hipertensão, doenças renais crônicas e doenças auto-imunes), infecção na admissão para o parto (incluindo infecção do trato urinário e outras infecções graves, como corioamnionite e pneumonia), descolamento prematuro da placenta (não; sim), placenta prévia (não; sim) e crescimento intrauterino restrito (CIUR) (não; sim).

A análise dos dados foi feita em cinco etapas. Inicialmente foram construídos dois gráficos acíclicos direcionados (DAG)[a] , com base na literatura, a fim de identificar as covariáveis de ajuste necessárias para estimar a associação entre prematuridade prévia e prematuridade recorrente espontânea e por intervenção obstétrica.

A segunda etapa consistiu no cálculo da taxa de prematuridade recorrente, em que se dividiu o total de prematuros recorrentes pelo total de mulheres com prematuridade prévia, multiplicado por 100. Sequencialmente, realizou-se a análise descritiva das características assistenciais, sociodemográficas e obstétricas dos prematuros e termos completos, segundo a prematuridade prévia. Também foi realizada a análise descritiva dos prematuros recorrentes, categorizados em espontâneos e por intervenção obstétrica, utilizando como grupo de referência os recém-nascidos termo completo. Nessa etapa foi utilizado o teste Qui-quadrado com ajuste de Rao-Scott para comparar as proporções entre os grupos.

Para a terceira etapa, as covariáveis de ajuste, sinalizadas inicialmente nos DAG, foram associadas à prematuridade recorrente espontânea e por intervenção obstétrica por meio de regressão logística univariada, utilizando como grupo de referência os recém-nascidos termo completo. Os resultados foram expressos como razões de chance (OR), com os respectivos intervalos de 95% de confiança (IC95%).

Em seguida, aplicou-se o método de ponderação pelo escore de propensão para estimar os efeitos causais da prematuridade recorrente espontânea e por intervenção obstétrica, tomando como grupo de referência os recém-nascidos termo completo. Essa estratégia é utilizada em estudos observacionais com o objetivo de reduzir viés de seleção, pois possibilita uma situação semelhante à dos estudos quase-experimentais e, portanto, obtém um equilíbrio entre os grupos de tratamento e controle por variáveis de ajuste[21] , sinalizadas pelo DAG. Para isso, foram calculados pesos, que foram utilizados na ponderação dos grupos por meio do efeito médio do tratamento (ATE). Também se verificou o balanceamento dos grupos segundo as covariáveis de ajuste, utilizando a diferença padronizada absoluta das médias. O balanceamento foi considerado adequado quando essa medida foi menor que 0,10[21] .

Por último, a prematuridade recorrente foi analisada pelo modelo de regressão logística não condicional, ponderado pelo escore de propensão. Os resultados foram apresentados como razões de chances brutas e razões de chances ajustadas após o balanceamento, com os respectivos IC95%. As análises foram realizadas no software R versão 3.4.3 ( The R Foundation for Statistical Computing ).

Vale destacar que durante toda análise estatística foi considerado o desenho complexo da amostragem com utilização de ponderação e calibração dos dados e incorporação do efeito de desenho, a fim de assegurar que a distribuição das puérperas amostradas fosse semelhante à observada na população para o ano de 2011.

O estudo “Nascer no Brasil” foi aprovado pelo Comitê de Ética em pesquisa da Escola Nacional de Saúde Pública Sergio Arouca, Fundação Oswaldo Cruz (ENSP/Fiocruz), sob o parecer nº 92/2010. Para o objetivo deste estudo, houve aprovação do referido Comitê de Ética sob o parecer nº 2.972.153.

RESULTADOS

Foram analisados 6.701 recém-nascidos, dos quais 830 (12,4%) foram de mulheres com prematuridade prévia. A taxa de prematuridade recorrente foi de 42,0%, considerando todas as mulheres com prematuridade prévia. Dentre os 349 prematuros recorrentes, 31,0% foram precoces, 69,0% foram tardios, 62,2% foram espontâneos e 37,8% ocorreram por intervenção obstétrica.

Os prematuros recorrentes, quando comparados aos não recorrentes, foram mais frequentes em mulheres com condições socioeconômicas de classe A/B e C, com três ou mais partos anteriores e com história de natimorto ou óbito neonatal. Dentre os recém-nascidos termo completo, verificou-se maiores proporções de prematuros prévios entre mulheres eutróficas e com sobrepeso, que tiveram três ou mais partos anteriores, cesárea prévia, histórico de natimorto ou óbito neonatal, com síndromes hipertensivas, infecção na admissão para o parto e placenta prévia, em comparação aos recém-nascidos termo completo sem prematuridade prévia ( Tabela 1 ).

Tabela 1

Características maternas e de assistência ao parto utilizadas para ponderação, segundo a prematuridade prévia. Brasil, 2011–2012.

	Prematuros (n = 1.215)		pa	Termos completos (n = 5.486)		pa
	Prematuridade prévia			Prematuridade prévia
	Sim	Não		Sim	Não
Total	349 (100,0)	866 (100,0)		481 (100,0)	5.005 (100,0)
Tipo de hospital
Público	190 (54,4)	420 (48,5)	0,172	224 (46,6)	2.157 (43,1)	0,257
Misto	121 (34,7)	338 (39,0)		213 (44,3)	2.305 (46,1)
Privado	38 (10,9)	108 (12,5)		44 (9,1)	543 (10,8)
Idade maternab
12 a 19 anos	31 (9,0)	70 (8,1)	0,310	27 (5,6)	313 (6,3)	0,931
20 a 34 anos	257 (74,3)	618 (71,4)		383 (79,6)	3.972 (79,4)
≥ 35 anos	58 (16,8)	178 (20,6)		71 (14,8)	720 (14,4)
Classificação socioeconômicab
Classe D/E – baixa	97 (27,9)	222 (25,8)	0,048	130 (27,2)	1.248 (25,2)	0,438
Classe C – média	165 (47,6)	471 (54,9)		251 (52,5)	2.597 (52,3)
Classe A/B – alta	85 (24,5)	166 (19,3)		97 (20,3)	1.115 (22,5)
Adequação do pré-natalb
Inadequado ou parcialmente adequado	142 (41,5)	356 (42,5)	0,762	178 (37,6)	1.864 (38,0)	0,925
Adequado ou mais que adequado	200 (58,5)	482 (57,5)		296 (62,4)	3.044 (62,0)
Fumo no terceiro trimestre da gestaçãob
Não	319 (91,7)	778 (89,8)	0,490	440 (91,5)	4.572 (91,3)	0,553
Sim, < 10 cigarros/dia	19 (5,5)	51 (5,9)		27 (5,6)	247 (4,9)
Sim, ≥ 10 cigarros/dia	10 (2,9)	37 (4,3)		14 (2,9)	186 (3,7)
IMC
< 18,5	27 (7,7)	52 (6,0)	0,743	23 (4,8)	295 (5,9)	0,011
18,5–24,9	191 (54,7)	484 (55,9)		246 (51,1)	2.845 (56,8)
25,0–29,9	91 (26,1)	231 (26,7)		150 (31,2)	1.296 (25,9)
≥ 30,0	40 (11,5)	99 (11,4)		62 (12,9)	569 (11,4)
Paridade
1–2 partos anteriores	238 (68,2)	691 (79,8)	0,001	363 (75,3)	4.149 (82,9)	< 0,001
≥ 3 partos anteriores	111 (31,8)	175 (20,2)		118 (24,7)	856 (17,1)
Cesárea préviab
Sim	138 (39,5)	328 (38,1)	0,604	232 (48,6)	1.951 (39,2)	< 0,001
Não	211 (60,5)	534 (61,9)		245 (51,4)	3.027 (60,8)
Natimorto ou óbito neonatal anteriorb
Sim	81 (23,2)	65 (7,5)	< 0,001	84 (17,5)	220 (4,4)	< 0,001
Não	268 (76,8)	800 (92,5)		397 (82,5)	4.785 (95,6)
Malformaçãob
Sim	13 (3,7)	33 (3,8)	0,944	8 (1,7)	59 (1,2)	0,359
Não	336 (96,3)	833 (96,2)		473 (98,3)	4.946 (98,8)
Hipertensão crônicab
Sim	27 (7,7)	49 (5,7)	0,176	21 (4,4)	155 (3,1)	0,141
Não	322 (92,3)	817 (94,3)		460 (95,6)	4.850 (96,9)
Diabetes crônicab
Sim	6 (1,7)	26 (3,0)	0,206	6 (1,2)	64 (1,3)	0,953
Não	343 (98,3)	840 (97,0)		475 (98,8)	4.941 (98,7)
Complicações clínico-obstétricas
Síndromes hipertensivasc	84 (24,1)	173 (20,0)	0,114	85 (17,7)	472 (9,4)	< 0,001
Diabetes gestacional	38 (10,9)	95 (11,0)	0,967	52 (10,8)	464 (9,3)	0,275
Outra doença crônica severad	6 (1,7)	7 (0,8)	0,163	5 (1,0)	41 (0,8)	0,613
Infecção na admissão para o parto	4 (1,1)	10 (1,2)	0,994	6 (1,2)	9 (0,2)	< 0,001
Descolamento prematuro da placenta	22 (6,3)	40 (4,6)	0,227	8 (1,7)	53 (1,1)	0,229
Placenta prévia	4 (1,1)	19 (2,2)	0,225	6 (1,2)	19 (0,4)	0,007
Crescimento intrauterino restrito	37 (10,6)	78 (9,0)	0,390	20 (4,2)	157 (3,1)	0,226

aTeste χ2de Rao-Scott.

bTotal diferente devido a missing values .

cHipertensão, pre-eclâmpsia e síndrome HELLP.

dDoenças cardíacas crônicas (exceto hipertensão), doenças renais crônicas e doenças autoimunes.

Conforme a Tabela 2 , observa-se que os prematuros recorrentes espontâneos foram mais frequentes em hospitais públicos e em adolescentes, de classe média, com baixo peso e eutróficas, com pré-natal inadequado ou parcialmente adequado, com três ou mais partos anteriores, sem cesárea prévia, com natimorto ou óbito neonatal anterior, malformação, diabetes gestacional, infecção na admissão para o parto e descolamento prematuro da placenta, quando comparados aos recém-nascidos termo completo. Em contrapartida, os prematuros recorrentes por intervenção obstétrica ocorreram mais em mulheres com idade ≥ 35 anos, classe socioeconômica alta, com baixo peso ou obesa, pré-natal adequado ou mais que adequado, com cesariana prévia, natimorto ou óbito neonatal anterior e hipertensão crônica, quando comparados aos recém-nascidos termo completo. Ademais, os prematuros recorrentes por intervenção obstétrica apresentaram a maioria das complicações clínico-obstétricas, exceto doença crônica severa e placenta prévia.

Tabela 2

Tipo de prematuridade recorrente segundo características maternas e de assistência ao parto. Brasil, 2011–2012.

	Prematuridade recorrente				39–40 semanas (Ref.) n (%)
	Espontâneab	pa	Intervenção obstétrica	pa
	n (%)		n (%)
Total	217 (100,0)		132 (100,0)		5.486 (100,0)
Tipo de hospital
Público	134 (61,8)	< 0,001	57 (43,2)	0,091	2.381 (43,4)
Misto	68 (31,3)		53 (40,2)		2.518 (45,9)
Privado	15 (6,9)		22 (16,7)		587 (10,7)
Idade maternab
12 a 19 anos	28 (13,1)	< 0,001	3 (2,3)	0,007	340 (6,2)
20 a 34 anos	159 (74,3)		98 (74,2)		4.355 (79,4)
≥ 35 anos	27 (12,6)		31 (23,5)		791 (14,4)
Classificação socioeconômicac
Classe D/E – baixa	67 (30,9)	0,163	30 (22,7)	< 0,001	1.378 (25,3)
Classe C – média	113 (52,1)		54 (40,9)		2.848 (52,4)
Classe A/B – alta	37 (17,0)		48 (36,4)		1.212 (22,3)
Adequação do pré-natalc
Inadequado ou parcialmente adequado	106 (50,2)	0,001	37 (28,2)	0,011	2.042 (37,9)
Adequado ou mais que adequado	105 (49,8)		94 (71,8)		3.340 (62,1)
Fumo no terceiro trimestre da gestação
Não	194 (89,4)	0,488	126 (95,4)	0,291	5.012 (91,3)
Sim, < 10 cigarros/dia	15 (6,9)		5 (3,8)		274 (5,0)
Sim, ≥ 10 cigarros/dia	8 (3,7)		1 (0,8)		200 (3,6)
IMC
< 18,5	16 (7,4)	0,037	11 (8,3)	0,002	318 (5,8)
18,5–24,9	132 (60,8)		59 (44,7)		3.091 (56,3)
25,0–29,9	57 (26,3)		34 (25,8)		1.446 (26,4)
≥ 30,0	12 (5,5)		28 (21,2)		631 (11,5)
Paridade
1–2 partos anteriores	139 (64,1)	< 0,001	99 (75,0)	0,084	4.512 (82,2)
≥ 3 partos anteriores	78 (35,9)		33 (25,0)		974(17,8)
Cesárea préviac
Sim	57 (26,3)	< 0,001	81 (61,4)	< 0,001	2.183 (40,0)
Não	160 (73,7)		51 (38,6)		3.272 (60,0)
Natimorto ou óbito neonatal anterior
Sim	48 (22,1)	< 0,001	33 (25,0)	< 0,001	304 (5,5)
Não	169 (77,9)		99 (75,0)		5.182 (94,5)
Malformação
Sim	8 (3,7)	0,020	5 (3,8)	0,058	67 (1,2)
Não	209 (96,3)		127 (96,2)		5.419 (98,8)
Hipertensão crônica
Sim	3 (1,4)	0,061	24 (18,2)	< 0,001	176 (3,2)
Não	214 (98,6)		108 (81,8)		5.310 (96,8)
Diabetes crônica
Sim	4 (1,8)	0,694	2 (1,5)	0,995	70 (1,3)
Não	213 (98,2)		130 (98,5)		5.416 (98,7)
Complicações clínico-obstétricas
Síndromes hipertensivasd	17 (7,8)	0,049	67 (50,8)	< 0,001	557 (10,1)
Diabetes gestacional	11 (5,1)	0,019	27 (20,5)	< 0,001	516 (9,4)
Outra doença crônica severae	4 (1,8)	0,123	2 (1,5)	0,430	46 (0,8)
Infecção na admissão para o parto	3 (1,4)	0,030	2 (1,5)	0,056	15 (0,3)
Descolamento prematuro da placenta	8 (3,7)	0,039	14 (10,6)	< 0,001	61 (1,1)
Placenta prévia	2 (0,9)	0,714	2 (1,5)	0,272	25 (0,5)
Crescimento intrauterino restrito	7 (3,2)	0,414	29 (22,0)	< 0,001	177 (3,2)

Ref.: referência

aTeste χ2de Rao-Scott.

bInício espontâneo de trabalho de parto ou ruptura prematura de membranas.

cTotal diferente devido a missing values .

dHipertensão, pré-eclâmpsia e síndrome HELLP.

eDoenças cardíacas crônicas (exceto hipertensão), doenças renais crônicas e doenças autoimunes.

A análise múltipla mostrou maiores chances de prematuridade recorrente espontânea em adolescentes, de classe baixa e que fumavam 10 ou mais cigarros por dia no terceiro trimestre de gestação. Por outro lado, mulheres com idade materna ≥ 35 anos, de classe socioeconômica alta, com cesárea prévia, hipertensão crônica e diabetes crônica apresentaram maiores chances de prematuridade recorrente por intervenção obstétrica, quando comparados aos recém-nascidos termo completo ( Tabela 3 ).

Tabela 3

Características maternasa utilizadas para ponderação das mulheres, segundo o tipo de prematuridade recorrente. Brasil, 2011–2012.

	Prematuridade recorrente espontâneab(n = 197)	pc	Prematuridade recorrente por intervenção obstétricab(n = 136)	pc
	Crude OR (IC95%)		Crude OR (IC95%)
Idade materna
12 a 19 anos	2,08 (1,60–2,71)	< 0,001	0,76 (0,47–1,24)	0,991
20 a 34 anos	1,00		1,00
≥ 35 anos	1,02 (0,81–1,27)	0,912	1,74 (1,39–2,19)	< 0,001
Classificação socioeconômica
Classe D/E – baixa	1,00		1,00
Classe C – média	0,73 (0,61–0,88)	< 0,001	1,29 (1,00–1,68)	0,063
Classe A/B – alta	0,51 (0,40–0,64)	< 0,001	1,89 (1,43–2,51)	< 0,001
Fumo no terceiro trimestre da gestação
Não	1,00		-
Sim, < 10 cigarros/dia	1,36 (0,98–1,90)	0,070	-	-
Sim, ≥ 10 cigarros/dia	1,74 (1,22–2,47)	0,002	-	-
Paridade
1–2 partos anteriores	1,00		1,00
≥ 3 partos anteriores	1,43 (1,18–1,73)	< 0,001	1,32 (1,04–1,67)	0,023
Cesárea prévia
Não	-	-	1,00
Sim	-	-	2,30 (1,89–2,81)	< 0,001
Natimorto ou óbito neonatal anterior
Não	1,00		1,00
Sim	2,21 (1,70–2,87)	< 0,001	2,82 (2,11–3,76)	< 0,001
Hipertensão crônica
Não	1,00		1,00
Sim	1,01 (0,63–1,59)	0,990	3,06 (2,12–4,40)	< 0,001
Diabetes crônica
Não	1,00		1,00
Sim	1,31 (0,67–2,57)	0,447	3,09 (1,74–5,49)	< 0,001

OR: odds ratio; IC95%: intervalo de confiança de 95%.

aTodas as variáveis foram selecionas baseando-se no DAG (gráfico aciclíco direcionado).

bDiferenças devido a missing value .

cOs desfechos foram comparados com a categoria: 39–40 semanas de gestação.

A Tabela 4 mostra os balanceamentos antes e após a realização do escore de propensão, por meio das diferenças padronizadas entre as médias dos grupos. Antes do balanceamento, verificou-se que a maior diferença de média foi para natimorto ou óbito neonatal anterior (0,422) para ambos os grupos. Após a ponderação, verificou-se que as diferenças padronizadas entre as médias dos dois grupos aproximaram-se de zero para todas as covariáveis, indicando que o balanceamento após o ajuste pelo escore de propensão foi adequado.

Tabela 4

Diferença de médias para as características utilizadas na ponderação das mulheres, segundo o tipo de prematuridade recorrente. Brasil, 2011–2012.

	Prematuridade recorrente espontânea		Prematuridade recorrente por intervenção obstétrica
	Antes de balancear	Após balancear	Antes de balancear	Após balancear
Idade materna
12 a 19 anos	0,034	-0,026	0,034	-0,026
20 a 34 anos	-0,021	0,009	-0,021	0,009
≥ 35 anos	-0,000	0,026	-0,000	0,026
Classificação socioeconômica
Classe D/E - baixa	0,044	0,050	0,044	0,050
Classe C - média	-0,018	-0,049	-0,018	-0,049
Classe A/B - alta	-0,025	0,004	-0,025	0,004
Fumo no terceiro trimestre da gestação
Não	-0,015	0,035	-	-
Sim, < 10 cigarros/dia	0,042	-0,027	-	-
Sim, ≥ 10 cigarros/dia	-0,031	-0,021	-	-
Paridade
1–2 partos anteriores	-0,222	-0,056	-0,222	-0,056
≥ 3 partos anteriores	0,222	0,056	0,222	0,056
Cesárea prévia
Sim	-	-	0,089	-0,018
Não	-	-	-0,089	0,018
Natimorto ou óbito neonatal anterior
Sim	0,422	-0,035	0,422	-0,035
Não	-0,422	0,035	-0,422	0,035
Hipertensão crônica
Sim	0,099	0,002	0,099	0,002
Não	-0,099	-0,002	-0,099	-0,002
Diabetes crônica
Sim	0,005	-0,003	0,005	-0,003
Não	-0,005	0,003	-0,005	0,003

Diante disso, a análise final mostrou que as mulheres com prematuridade prévia têm 3,89 vezes a chance de terem prematuridade recorrente espontânea (ORaj: 3,89; IC95% 3,01–5,03) e 3,47 vezes a chance de terem prematuridade recorrente por intervenção obstétrica (ORaj: 3,47; IC95% 2,59–4,66), quando comparadas às mulheres com recém-nascidos termo completo ( Tabela 5 ).

Tabela 5

Razões de chances brutas e ajustadas ao comparar prematuros recorrentes com recém-nascidos termo completo, após o escore de propensão. Brasil, 2011–2012.

	OR bruta (IC95%)	OR após balanceamento (IC95%)
Prematuridade recorrente
Geral
< 37 semanas	4,25 (3,62–4,97)	3,72 (3,01–4,61)
39–40 semanas	1,00
Espontânea
< 37 semanas	4,10 (3,39–4,95)	3,89 (3,01–5,03)
39–40 semanas	1,00	1,00
Intervenção obstétrica
< 37 semanas	4,48 (3,59–5,60)	3,47 (2,59–4,66)
39–40 semanas	1,00	1,00

OR: odds ratio; IC95%: intervalo de confiança de 95%.

DISCUSSÃO

A taxa de prematuridade recorrente foi de 42,0% dentre as mulheres com prematuridade prévia, dos quais a maioria foi tardio e por causa espontânea. Fatores relacionados à vulnerabilidade social apresentaram maiores chances para a prematuridade recorrente espontânea, ao passo que melhores condições socioeconômicas associaram-se à prematuridade recorrente por intervenção obstétrica. Além disso, a prematuridade prévia aumentou as chances de recorrência da prematuridade espontânea e por intervenção obstétrica.

A taxa de recorrência em nosso estudo foi maior do que as relatadas em estudos realizados em Holanda (29,3%)[22] , Japão (22,3%)[23] e Utah (21,0%)[12] . As razões para isso ainda são pouco conhecidas, todavia, estudos mostram que fatores socioeconômicos, assistência pré-natal inadequada, comportamentos maternos de risco, complicações obstétricas, fatores genéticos e modelos de assistência obstétrica são possíveis fatores determinantes para a prematuridade recorrente[4 , 12 , 24] .

Ao analisar a prematuridade recorrente pelo tipo de parto, verificaram-se maiores frequências de prematuros espontâneos (62,2%). Além disso, adolescentes com piores condições socioeconômicas apresentaram maiores chances de terem prematuridade recorrente espontânea, ao passo que mulheres com melhores condições socioeconômicas, cesárea prévia, hipertensão crônica e diabetes crônica foram significativamente associadas à prematuridade recorrente por intervenção obstétrica. Esses achados corroboram com estudos prévios brasileiros que identificaram que mulheres em situações de vulnerabilidade social têm maiores riscos de prematuros espontâneos, enquanto aquelas com melhores condições socioeconômicas apresentam maiores riscos de prematuros por intervenção obstétrica[25 , 26] . Ademais, observou-se valores significativamente mais altos de prematuros em mulheres com baixo peso ou obesas. É reconhecido que a nutrição inadequada está intimamente relacionada ao baixo nível socioeconômico das gestantes, assim como o excesso de peso está associado às intercorrências maternas (diabetes gestacional e síndromes hipertensivas). Logo, o ganho de peso gestacional diferente do recomendado leva a maiores riscos de desfechos adversos para mães e seus recém-nascidos[27 , 28] .

Este estudo também revelou maiores chances de recorrência de parto prematuro espontâneo e por intervenção obstétrica independentemente do tipo de prematuridade prévia. Coorte retrospectiva realizada em 20 hospitais localizados em Utah mostrou que a prematuridade prévia espontânea é um forte preditor de prematuridade espontânea subsequente (RRaj: 5,64; IC95% 5,27–6,05), assim como a prematuridade prévia por intervenção obstétrica apresenta maiores riscos de prematuridade recorrente por intervenção médica (RRaj: 9,10; IC95% 4,68–17,71), e vice-versa[29] .

No Brasil, é possível que mulheres com prematuridade prévia por intervenção obstétrica tenham riscos ainda mais elevados de recorrência, em virtude dos efeitos da organização da assistência obstétrica e da escolha da mulher pelo mesmo tipo de parto, especialmente a cesariana. Domingues et al.[30] mostraram que multíparas com cesariana prévia têm preferência inicial pela cesariana em gestações subsequentes. Dentre os motivos para essa escolha, o estudo aponta a possibilidade de agendamento da cesariana ainda no início da gestação[30] . Em consequência disso, estudo de Nakamura-Pereira et al.[31] , utilizando a Classificação de Robson, evidenciou que multíparas com cesárea prévia e apresentação cefálica ≥ 37 semanas representa o segundo grupo que mais contribui com as taxas de cesarianas no Brasil. Outro estudo de Nakamura-Pereira et al.[32] também identificou que dentre as mulheres elegíveis para tentarem o trabalho de parto após uma cesariana, 66,1% tiveram cesariana eletiva de repetição, o que demonstra a adesão ao ditado “uma vez cesárea, sempre cesárea”. Esses fenômenos estão intrinsecamente relacionados com o aumento de partos cada vez mais precoces, que contribuem com quase 10% das taxas de cesariana no Brasil[31] .

Além da cesariana eletiva, as complicações clínicas maternas também se relacionam com a prematuridade por intervenção obstétrica. Coorte retrospectiva realizada na região Norte da Tanzânia mostrou que mulheres que tiveram pré-eclâmpsia em gestações anteriores apresentaram risco 50% maior de prematuridade recorrente em comparação às mulheres com pressão arterial normal[33] . Por isso, recomenda-se que mulheres com histórico de prematuridade associada a comorbidades sejam identificadas precocemente e oportunamente tratadas no período pré-natal e durante o trabalho parto para prevenir desfechos materno-fetais negativos.

A recorrência de prematuridade também é influenciada pelo número de prematuros anteriores, ordem de nascimento e idade gestacional[2 , 29 , 34] . Em coorte de mulheres com três gestações únicas consecutivas, Hiersch et al.[2] encontraram RR = 3,1 (IC95% 1,9–4,9) para prematuridade recorrente na terceira gestação em mulheres que tiveram prematuro somente na primeira gestação; RR = 5,6 (IC95% 3,6–8,8) em mulheres que tiveram esse desfecho na segunda gestação; e RR = 38,2 (IC95% 20,6–70,8) em mulheres com prematuridade nos dois primeiros partos, quando comparadas às mulheres que tiveram recém-nascido a termo. Portanto, a recorrência em uma terceira gestação está mais associada às mulheres com histórico de parto prematuro na segunda gravidez do que na primeira[34] . Quanto à idade gestacional, coorte retrospectiva realizada na Califórnia evidenciou que mulheres com primeiro parto antes de 32 semanas de gestação apresentaram risco 23,3 vezes maior de recorrência antes de 32 semanas de gestação[35] , logo, quanto mais precoce for o nascimento anterior, maior será o risco de nascimento prematuro recorrente.

Quanto às intervenções para prevenir nascimentos cada vez mais precoces, Mazaki-Tovi et al.[9] em revisão de literatura afirmam que a melhor estratégia ainda é administração de progesterona. A cerclagem uterina também é possível, mas somente na presença de insuficiência cervical uterina, ou em mulheres com história prévia de insuficiência cervical, ou ainda em mulheres com encurtamento cervical uterino precoce diagnosticado por ultrassonografia[9 , 36] .

O ponto de maior destaque deste estudo foi estimar a chance de prematuridade recorrente em multíparas do Brasil a partir do inquérito nacional “Nascer no Brasil”, que utilizou uma amostra representativa de mulheres considerando as regiões do país, localização geográfica (capital ou interior) e o tipo de atendimento hospitalar (privado, público ou misto). Também se sobressaiu o método de análise aplicado – ponderação pelo escore de propensão –, que permitiu aproximar os resultados deste estudo aos de um estudo experimental, tornando os grupos comparáveis e os resultados mais robustos.

Contudo, este estudo apresenta algumas limitações. Foram incluídas apenas puérperas atendidas em hospitais com mais de 500 partos/ano (que representam 80% dos nascimentos ocorridos no país) e, portanto, é possível que mulheres com partos em hospitais menores ou com partos domiciliares ou em via pública, tenham riscos diferentes para prematuridade recorrente. Também não foi possível estimar o efeito direto do tipo de prematuridade prévia sobre o tipo de prematuridade recorrente, devido à ausência de informação sobre as gestações anteriores. Ademais, não foi possível analisar a prematuridade segundo a idade gestacional em virtude das baixas frequências de recém-nascidos em cada subgrupo de prematuridade recorrente. Estudos futuros deverão incluir esses fatores para uma investigação completa dos riscos para prematuridade recorrente espontânea e por intervenção obstétrica.

Em conclusão, a prematuridade prévia revelou-se um forte preditor para recorrência de prematuridade espontânea e por intervenção obstétrica. Infelizmente, o Brasil situa-se entre os dez países que juntos contribuem com 60% dos nascimentos prematuros do mundo[37] . Além de trazer implicações para a saúde da criança, a prematuridade também representa a principal causa de morte neonatal e, por isso, o Brasil enfrenta o grande desafio de reduzir as suas taxas de prematuridade. Dessa forma, os achados deste estudo têm implicações clínicas importantes para o monitoramento e manejo de gestantes com histórico de prematuridade, os quais visam auxiliar os profissionais de saúde a realizarem um planejamento com cuidados adequados para prevenir novos partos prematuros e, consequentemente, reduzir os riscos de desfechos neonatais adversos nessa população.