# data[].attributes.attachment_link.readable_text
Comportamento sedentário representa atividades de pequena movimentação, que ocorrem com o corpo na posição sentada ou reclinada, e têm gasto energético próximo ao observado no estado de repouso (< 1,5MET),. Na atual caracterização, são englobadas atividades que estão presentes em parte expressiva da vida cotidiana, seja no tempo de lazer, ao conversar com amigos, fazer uso do telefone, assistir à televisão, usar computador ou videogame, seja no deslocamento, ao dirigir, trafegar sentado nos transportes coletivos, ou mesmo em ambientes como o do trabalho e da escola, onde as pessoas estão expostas a jornadas mais ampliadas de tempo sentado. Crescente corpo de evidências fortalece o consenso de que se trata de um comportamento distinto da atividade física, não mais caracterizando-se pela ausência desta, com fatores correlatos e determinantes e implicações para saúde próprios,,.

Em estudos direcionados a crianças e adolescentes, o comportamento sedentário tem sido usualmente representado pela exposição aos comportamentos de tela, que compreendem as medidas (unificadas ou distintas) do tempo de televisão, videogame, tablets, aparelhos celulares e computador,. Estes, por sua vez, representam apenas uma parte do tempo total despendido pelos jovens em comportamentos sedentários, excluindo outras atividades sedentárias como o tempo sentado na escola e no deslocamento, por exemplo. Entretanto, apesar dessa delimitação, a Pesquisa Nacional de Saúde do Escolar mostrou que a prevalência de adolescentes expostos a pelo menos duas horas diárias de televisão é alta no Brasil (78,0% no total, sendo 79,2% para o sexo feminino e 76,7% para o sexo masculino).

Revisão sistemática aponta que o volume diário igual ou superior a duas horas de televisão está associado a diversos malefícios à saúde, como níveis elevados de peso corporal, diminuição da aptidão física, baixos escores de autoestima e piora no desempenho estudantil. No entanto, essa evidência deve ser interpretada com muita cautela, uma vez que está fortemente alicerçada nos resultados de estudos transversais conduzidos em países de renda alta.

Embora pesquisa recente tenha identificado grande número de publicações brasileiras reportando fatores associados e determinantes da atividade física e comportamentos sedentários nas distintas fases da vida, ela não aprofundou quais as variáveis que estão frequentemente associadas a estes dois comportamentos nas fases da infância e adolescência. Identificar os fatores associados à adoção desses comportamentos é essencial para reconhecê-los e, a partir disso, fomentar a elaboração de intervenções preventivas. Ainda, possibilita ampliar as evidências sobre as possíveis implicações da exposição prolongada a esses comportamentos à saúde dos adolescentes.

Os objetivos do presente estudo foram: (i) descrever aspectos metodológicos usados nos estudos nacionais, envolvendo os tipos de comportamento sedentário mais frequentemente avaliados, os instrumentos utilizados para sua medida e os pontos de corte adotados para a sua classificação e (ii) sumarizar as variáveis associadas ao comportamento sedentário em crianças e adolescentes brasileiros.

Este trabalho pertence ao projeto " Systematic review of determinants and factors associated with sedentary behavior in children and adolescents", registrado na base International Prospective Register of Systematic Reviews (PROSPERO -CRD42014014107). Seu relato está em concordância com o Preferred Reporting Items for Systematic Reviews (PRISMA).

Para formulação da síntese, procurou-se por artigos científicos que atendessem adequadamente aos seguintes critérios: (i) estudos observacionais (transversais, coortes e casos-controles); (ii) desenvolvidos no território brasileiro, independentemente de sua representatividade (local, regional, nacional); (iii) apresentar resultados de associações baseados em métodos de regressão; (iv) relatar medidas do comportamento sedentário, seja por sua exposição total ou por algum tipo específico (e.g., comportamentos de tela), domínio (e.g., lazer, deslocamento, escola) ou combinação (e.g., tempo sentado na escola e no lazer), independente se avaliado como variável de exposição ou de desfecho e (v) envolver amostras de crianças ou adolescentes na faixa dos três aos 19 anos de idade, ou com média de idade nesse intervalo. Não foram incluídos trabalhos que utilizaram o termo sedentário como sinônimo de ausência de prática de atividade física (ou prática de atividade física insuficiente) ou aqueles relacionados a grupos especiais (e.g., hipertensos e diabéticos). Visto que esta revisão foi delineada com fins exploratórios e não foi, desde seu princípio, planejada a realização de meta-análise, optou-se pela inclusão de publicações distintas com uma mesma amostra, desde que atendidos todos os critérios de inclusão supracitados.

Quanto ao processo operacional da pesquisa, as fases de leitura e avaliação dos títulos, resumos e textos integrais, de extração de dados e de elaboração da síntese foram conduzidas por um pesquisador. Em vista do caráter descritivo desta revisão, não se avaliou o risco de viés de cada artigo.

Os artigos relevantes foram procurados em diferentes meios. Nos meios eletrônicos, foram feitas buscas em quatro bases de dados: PubMed, Web of Knowledge, Lilacs e SciELO, usando-se os termos e descritores: sedentary behavior OR screen time OR TV time OR sitting time AND factors OR correlates OR determinants AND Brazil OR Brasil AND infant OR child OR adolescent. Também realizou-se buscas no Google Acadêmico, aplicando-se a seguinte estratégia de busca: comportamento sedentário, tempo de tela e Brasil. Para evitar a perda de informação relevante, foram conduzidas buscas complementares nos currículos Lattes (lattes.cnpq.br) de alguns dos principais pesquisadores sobre o tema, nas listas de referências dos trabalhos incluídos e em periódicos não indexados.

A extração dos dados foi realizada em planilha eletrônica, na qual as informações foram agrupadas em três domínios: (i) dados descritivos (local do estudo, ano da coleta, tamanho da amostra, faixa etária, sexo); (ii) metodológicos (tipo de estudo, seleção dos participantes, unidade amostral, exposição, instrumento de avaliação do comportamento sedentário, modelo de regressão, variáveis ajustadas e medida de desfecho) e (iii) resultados, recuperando as análises que verificaram possíveis associações entre o comportamento sedentário e variáveis agrupadas e organizadas em cinco subdomínios: agravos à saúde (e.g., peso corporal, pressão arterial sistêmica e resistência à insulina); ambientais (e.g., local de residência); demográficos e socioeconômicos (e.g., sexo, idade, cor da pele e renda); comportamentais (e.g., tempo de sono, prática de atividade física, consumo de frutas e verduras); e ocupacionais (e.g., turno de estudo, trabalho).

Os resultados dos estudos foram classificados em condições ou grupos: (i) sem associação estatisticamente significativa (p > 0,05); ou com associação estatisticamente significativa (p < 0,05), podendo ser positiva (ii) ou negativa (iii). As associações positivas indicam que maiores níveis ou maior quantidade de tempo em comportamentos sedentários estão associados a maiores níveis da variável em análise. As associações negativas indicam que maior quantidade de tempo ou maiores níveis em comportamentos sedentários estão associados a menores níveis da variável em análise.

Excluídas as duplicatas entre as bases de dados (n = 11), o procedimento de buscas eletrônicas recuperou 255 referências. Após a leitura dos títulos e resumos, e considerados os nove artigos obtidos nas listas de referências, 88 textos foram conduzidos para leitura integral. Com 39 exclusões (não utilizaram modelos de regressão: n = 18; adoção do termo comportamento sedentário enquanto ausência da atividade física: n = 17; estudos que não verificaram o comportamento sedentário: n = 2; faixa etária fora dos três aos 19 anos: n = 1; pesquisa não conduzida no País: n = 1), 49 artigos foram considerados para elaboração da síntese descritiva ( Figura).

Ao todo, 38 amostras distintas foram verificadas nos 49 artigos que compuseram a síntese, visto que distintos artigos avaliaram uma mesma amostra (o estado de Santa Catarina13. de Moraes ACF, Fernandes CAM, Elias RGM, Nakashima ATA, Reichert FF, Falcão MC. Prevalência de inatividade física e fatores associados em adolescentes. Rev Assoc Med Bras. 2009;55(5):523-8. DOI:10.1590/S0104-42302009000500013 20. Dumith SC, Hallal PC, Menezes A, Araújo CL. Sedentary behavior in adolescents: the 11-year follow-up of the 1993 Pelotas (Brazil) birth cohort study. Cad Saude Publica. 2010;26(10):1928-36. DOI:10.1590/S0102-311X2010001000009 29. Fernandes RA, Freitas Júnior IF, Cardoso JR, Ronque ERV, Loch MR, Oliveira AR. Association between regular participation in sports and leisure time behaviors in Brazilian adolescents: a cross-sectional study. BMC Public Health. 2008;8:329. DOI:10.1186/1471-2458-8-329 ,, e as cidades: João Pessoa,, Maringá ¹³
²⁰

21. Dumith SC, Garcia LMT, Silva KS, Menezes AMB, Hallal PC. Predictors and health consequences of screen-time change during adolescence - 1993 Pelotas (Brazil) birth cohort study. J Adolesc Health.2012;51(6):S16-21. DOI:10.1016/j.jadohealth.2012.06.025
14. de Moraes ACF, Adami F, Falcão MC. Understanding the correlates of adolescents' dietary intake patterns: a multivariate analysis.Appetite. 2012;58(3):1057-62. DOI:10.1016/j.appet.2012.01.024 ²⁹

30. Fernandes RA, Christofaro DGD, Casonatto J, Kawaguti SS, Ronque ERV, Cardoso JR et al. Cross-sectional association between healthy and unhealthy food habits and leisure physical activity in adolescents. J Pediatr (Rio J). 2011;87(3):252-6. DOI:10.2223/JPED.2093

15. de Moraes ACF, Falcão MC. Lifestyle factors and socioeconomic variables associated with abdominal obesity in Brazilian adolescents.Ann Hum Biol. 2013;40(1):1-8. DOI:10.3109/03014460.2012.745900 ⁻, Pelotas⁻,, Pernambuco,, Presidente Prudente⁻). No total, as amostras variaram entre 276 e 109.104 participantes, com maior percentual de meninas em 23 delas (60,5%). Apesar da distinção entre o número de artigos incluídos na síntese e o número total de amostras encontradas, as demais análises desta revisão foram fundamentadas no conjunto dos 49 artigos incluídos, respeitando seu caráter descritivo.

Ainda na Tabela 1, por localização geográfica, viu-se a predominância dos artigos produzidos na região Sul do País (n = 20; 40,8%), seguidos pelos artigos desenvolvidos nas regiões Sudeste e Nordeste, com 11 cada (22,4% para cada região). Nesse conjunto, destacam-se duas publicações de representatividade nacional, baseadas nos dados da PeNSE, que envolve adolescentes de todas as capitais do País e do Distrito Federal,. Apenas oito artigos tiveram prazo final de coleta dos dados anterior ao ano de 2005 (16,3%), e o comportamento sedentário foi a variável de desfecho em 13 artigos (26,5%).

A síntese desta revisão incluiu 43 estudos transversais, três casos-controles,, e três dados da coorte de Pelotas,, ( Tabela 2). Sobre a medida do comportamento sedentário, prevaleceram as observações das exposições ao tempo de tela (n = 27; 55,1%) e ao tempo de televisão (n = 16; 32,6%). Quanto aos pontos de corte utilizados para caracterizar o tempo excessivo em comportamentos sedentários, o mais frequentemente utilizado nos artigos foi o de pelo menos duas horas diárias, adotado em 16 publicações (30,6%), considerando o tempo de: tela (n = 10); televisão (n = 4), computador (n = 1); ou tela e sentado (n = 1). Mesmo que todos os artigos incluídos tenham utilizado questionários para avaliação do comportamento sedentário, observou-se grande variação nos instrumentos utilizados. Em 17 artigos (34,7%), os autores não relataram se o instrumento utilizado passou por validação prévia ou, nos casos de instrumentos estrangeiros, se houve validação para uso em populações brasileiras.

Os artigos analisados apresentaram análises entre o comportamento sedentário e 31 variáveis distintas ( Tabela 3). A maior parte dessas variáveis foram classificadas como comportamentais (n = 12), dando-se também destaque ao elevado número de variáveis pertencentes aos domínios demográficos ou socioeconômicos (n = 7) e agravos à saúde (n = 6).

Sobre o número de artigos e a frequência das associações entre a medida de comportamento sedentário e as variáveis de um ou mais domínios, o principal resultado encontrado se deu nas associações positivas entre volumes elevados de comportamento sedentário e "níveis elevados de peso corporal", observadas em 15 de 27 artigos que avaliaram esta relação (55,5%). A maior parte dos resultados que identificaram associações estatisticamente positivas entre o comportamento sedentário e a variável em questão foi verificada em estudos que avaliaram os comportamentos de tela, seja por tipos mais específicos, como televisão e computador, ou pelo tempo total de tela. Sobre a medida de efeito desses estudos, oito associações estatisticamente positivas foram comunicadas por meio de razões de prevalências, seis por odds ratios e uma por coeficiente (β). Ressalta-se que duas dessas associações positivas entre volumes mais elevados de comportamento sedentário e "níveis elevados de peso corporal" são provenientes de estudos longitudinais (um caso-controle e uma coorte) ( Tabela 3).

Como resultado secundário, 50,0% dos artigos mostraram associações estatisticamente positivas entre volumes elevados de comportamento sedentário e "baixos níveis de atividade física". Assim como no resultado anterior, a maior parte desses trabalhos avaliou o comportamento sedentário pelos comportamentos de tela (total, n = 4 e televisão n = 3). Por tipo de estudo, duas dessas associações positivas foram observadas nos estudos da coorte de nascimento de Pelotas de 1993, ( Tabela 3).

Mesmo que presentes em apenas três artigos cada, outras duas observações devem ser consideradas: associações positivas entre o maior tempo de tela e o consumo de alimentos ricos em calorias e gorduras (como lanches, biscoitos doces e embutidos e bebidas calóricas),, e as associações de proteção contra o comportamento sedentário por morar em cidades do interior ou em zonas rurais,,. Por outro lado, devido ao número reduzido de artigos e à distribuição similar entre a presença ou ausência de associações estatisticamente positivas, mantém-se a incerteza quanto às possíveis associações entre elevados níveis de comportamento sedentário e as variáveis "condição socioeconômica elevada" (n = 9 artigos), "idade" (n = 7 artigos) e "sexo" (n = 3 artigos) ( Tabela 3).

Os principais resultados desta revisão sistemática fundamentaram-se nos dados de 49 artigos que envolveram amostras de populações de crianças e adolescentes brasileiros. Nesse conjunto, destacou-se o grande número de pesquisas transversais, assim como a grande discrepância metodológica entre os artigos quanto aos tipos de comportamentos sedentários avaliados e pontos de corte utilizados para caracterizar o tempo excessivo em comportamentos sedentários. Os artigos analisados apresentaram maior consistência nas associações estatisticamente positivas entre tempo elevado de exposição ao comportamento sedentário e duas variáveis: (i) níveis elevados de peso corporal e (ii) baixos níveis de atividade física.

Sobre os aspectos metodológicos, o presente estudo identificou a inexistência de padrões na avaliação do comportamento sedentário em crianças e adolescentes, seja por diferentes formas de operacionalizar esses comportamentos (e.g., tempo de tela, tempo sentado, tempo de televisão) ou pelos métodos e ferramentas que são utilizados na sua avaliação (questionários internacionais, questionários nacionais, ou mesmo questionários desenvolvidos para os próprios fins),. Uma vez que todos os estudos utilizaram questionários para a obtenção das medidas de comportamento sedentário, um dos principais desafios às futuras pesquisas é a incorporação de medidas objetivas em seus métodos (e.g., por meio dos sensores de movimento, como o ActiPal e acelerômetros), de modo que esta estratégia venha a complementar os dados do autorrelato, controlando o viés de memória, tal como observado em estudo com adultos.

Doze publicações (24,5%) não reportaram a evidência de validade do instrumento utilizado. Esses achados reforçam a observação de Atkin et al., que destacam a carência de bons instrumentos para avaliar o comportamento sedentário em pesquisas epidemiológicas. É importante que futuras pesquisas, além de relatarem o processo de validação de seus questionários ou apresentarem as referências que embasam tal procedimento, façam uso de questionários validados.

Corroborando os achados de uma revisão prévia, a maioria dos estudos encontrados caracteriza o comportamento sedentário como medida do tempo de televisão ou do tempo de tela, que combina os indicadores tempo de televisão, computador e videogame. Contudo, esses comportamentos representam apenas parte do tempo total que crianças e adolescentes ficam sentados ao longo do dia enquanto estão acordados. Complementarmente, os estudos incluídos na presente revisão apresentaram alta heterogeneidade entre os pontos de cortes adotados para definir o tempo excessivo de exposição ao comportamento sedentário. Observou-se que o ponto de corte de duas horas diárias foi o mais frequente entre os estudos incluídos, utilizado em 16 artigos. Ainda que as pesquisas brasileiras não tenham esclarecido os riscos à saúde do volume de tempo permanecido em comportamentos sedentários, revisão sistemática de estudos internacionais identificou associações estatisticamente significantes entre exposições de pelo menos duas horas e excesso de peso, baixa aptidão física, baixa autoestima e sociabilização, e baixo desempenho acadêmico.

Sobre os modelos de regressão adotados, em 22 artigos (21 transversais e uma coorte) se utilizou a regressão de Poisson e em 21 artigos (19 transversais e dois casos-controles) se utilizou a regressão logística. Em seis artigos (quatro transversais e duas coortes) as análises foram realizadas por meio do modelo de regressão linear.

As associações positivas verificadas entre maior tempo de comportamento sedentário e níveis elevados de peso corporal corroboraram as sínteses de revisões que envolveram crianças e adolescentes de distintos países, independentemente de sua condição socioeconômica,, e uma síntese de estudos prospectivos conduzidos em países de renda alta, como Austrália, Canadá e Estados Unidos. Tal como se verificou no presente artigo, é importante acenar que estas evidências estão, em grande parte, fundamentadas nos resultados de artigos que avaliaram comportamentos de tela, com enfoque particular no tempo de televisão.

Já as associações positivas verificadas entre maior tempo de comportamento sedentário e baixos níveis de atividade física concordam com estudo conduzido em países de renda alta que mostrou relações negativas entre elevado tempo de tela e prática de atividades físicas moderadas e vigorosas. A principal recomendação de atividade física para ganhos em saúde preconiza a realização de atividades físicas com intensidades moderadas e vigorosas, desconsiderando as atividades físicas leves. Correlações inversas mais fortes têm sido encontradas entre comportamento sedentário e atividades físicas leves. Para evitar longos períodos de tempo ininterruptos em comportamentos sedentários, propõe-se interrupções ( "breaks") constantes nas atividades caracterizadas como sedentárias (< 1,5 MET), por inserção de atividades com gasto energético mais elevado. Apesar de meta-análise recente ressaltar o potencial do ambiente escolar para a realização dessas estratégias em crianças e adolescentes, nenhuma das intervenções incluídas foi conduzida no Brasil, o que traz à tona a necessidade desses estudos na agenda nacional de pesquisa.

Apesar de observadas em menor número de publicações, foram encontradas associações positivas entre maior tempo em comportamento sedentário e consumo de alimentos e bebidas calóricas e as associações positivas entre menor tempo em comportamento sedentário e residência em cidades do interior ou em zonas rurais. Em relação à primeira, os dados da presente síntese corroboraram os achados de recentes estudos internacionais que mostraram associações entre volumes prolongados de tempo de tela (≥ 20 horas semanais) e alto consumo de alimentos calóricos (lanches, doces e biscoitos) e de refrigerantes,,. Quanto ao efeito protetor de residir no interior ou em zonas rurais, acredita-se que crianças e adolescentes que vivem nesses locais possam dispor de maiores oportunidades para a prática de atividade física. As condições mais favoráveis de segurança e tráfego possibilitariam a prática de brincadeiras de forma mais livre nas comunidades e também o uso mais ampliado da bicicleta,. Também diminuiria comportamentos sedentários como atividades de tela no tempo de lazer e assistir televisão por períodos de tempo prolongados. Entretanto, como ainda é pequeno o número de estudos nacionais disponíveis que averiguaram a ocorrência dessas associações, mais pesquisas são necessárias.

Esta revisão sistemática mostrou algumas lacunas entre as pesquisas brasileiras sobre o comportamento sedentário, como o alto número de estudos transversais incluídos, em comparação ao número reduzido de pesquisas longitudinais. Uma vez que o delineamento de estudo transversal não estabelece precedência entre as variáveis de exposição e de desfecho, problemas relacionados à causalidade reversa podem ocorrer, como no caso do principal achado da pesquisa, em que não é possível verificar a sequência cronológica entre os comportamentos sedentários e os níveis de peso corporal e de prática de atividade física das crianças e adolescentes. Além disso, a ausência de estudos longitudinais limita inferências sobre as relações dose-resposta entre o comportamento sedentário e as variáveis encontradas. Outra limitação foi a alta heterogeneidade dos artigos incluídos quanto às formas utilizadas para avaliar o comportamento sedentário (tempos de tela, de televisão, de computador, sentado e total), aos pontos de corte adotados e aos instrumentos utilizados para sua avaliação.

A inclusão de todos os estudos com repetidas amostras pode ser considerada uma limitação potencial desta revisão sistemática. Tal opção pode ter superestimado os resultados de comparação das relações do comportamento sedentário com outros desfechos ou exposições, como os níveis elevados de peso corporal ou baixos níveis de atividade física. No entanto, duas opções metodológicas conduziram à inclusão desses artigos: o caráter descritivo da presente revisão, que buscou oferecer um panorama geral das variáveis associadas ao comportamento sedentário em crianças e adolescentes brasileiros e o não planejamento da realização de meta-análise.

Com base nos dados identificados na presente revisão, algumas conclusões podem ser tomadas. Quanto aos aspectos metodológicos, ainda há poucos estudos que mensuram o comportamento sedentário para além da medida do tempo de tela (televisão, computador, videogame). Novos estudos podem envolver medidas de tempo nos aparelhos celulares e tablets, assim como medidas em outros domínios, como tempo sentado no deslocamento ou no ambiente escolar. Outro ponto é a necessidade do uso de questionários validados, como recurso paralelo às mensurações objetivas, de modo que tal procedimento fortaleça as informações sobre a associação entre tempo despendido em comportamentos sedentários e diferentes desfechos. Em vista da predominância dos estudos transversais, são necessárias pesquisas com abordagens longitudinais, sobretudo voltados a estabelecer a sequência cronológica dos eventos e a relação dose-reposta. Sobre os resultados disponíveis, os estudos realizados com amostras de crianças e adolescentes brasileiros mostraram principalmente associações entre elevado volume de comportamento sedentário e "níveis elevados de peso corporal" e "baixos níveis de atividade física" em distintas regiões do território brasileiro.

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SciELO - Saúde Pública - Sedentary behavior in Brazilian children and adolescents: a systematic review Sedentary behavior in Brazilian children and adolescents: a systematic review

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Comportamento sedentário representa atividades de pequena movimentação, que ocorrem com o corpo na posição sentada ou reclinada, e têm gasto energético próximo ao observado no estado de repouso (< 1,5MET),.

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Use of microalbuminuria in random urine samples to screen diabetic pregnant women for preeclampsia

Victor Hugo Saucedo Sanchez; Anna Maria Bertini; Wladimir Correa Taborda; Rosy Ane Araujo Barros; Cristiane Cadore Hagemann

Departamento de Obstetrícia da Universidade Federal de São Paulo

Endereço para correspondência

OBJETIVO: avaliar o desempenho da dosagem de microalbuminúria como método para rastreamento de pré-eclampsia
MÉTODOS: estudo prospectivo longitudinal no qual foram incluídas 45 grávidas diabéticas. Foi quantificada a microalbuminúria em três períodos distintos da gravidez: antes da 18ª semana, entre a 18ª e a 24ª semana e entre a 32ª e a 36ª semana de gravidez. Todas as pacientes freqüentaram o pré-natal entre janeiro de 2000 e dezembro de 2001. O ensaio de microalbuminúria/creatinina é método quantitativo para medir baixas concentrações de albumina, creatinina e a relação albumina/creatinina na urina. Como critério indicativo de dano renal incipiente e risco para pré-eclâmpsia foi empregada a relação albumina/creatinina maior que 16 mg/g. A sensibilidade, especificidade, valor preditivo positivo e valor preditivo negativo da relação albumina/creatinina foram calculados para predizer a ocorrência ou ausência de pré-eclâmpsia.
RESULTADOS: do total de pacientes, 17% apresentaram pré-eclâmpsia. A sensibilidade da relação albumina/creatinina foi crescente de 12,5% com 18 semanas para 25% entre 18 e 24 semanas e 87% após a 32ª semana. Em contraste, a especificidade teve valor decrescente de 97 para 89 e 83%, respectivamente. O valor preditivo positivo foi relativamente baixo, com valores de 50, 33 e 53% nos três diferentes períodos de avaliação. De outro modo, o valor preditivo negativo foi elevado nas três faixas de idade gestacional, com valores de 83, 84 e 96%.
CONCLUSÕES: a quantificação aleatória da microalbuminúria pôde predizer corretamente a não ocorrência de pré-eclâmpsia em grávidas diabéticas, sendo pouco eficiente para a identificação correta das pacientes que evoluíram com pré-eclâmpsia.

Palavras-chave: Microalbuminúria. Diabete melito. Pré-eclâmpsia. Complicações da gravidez.

PURPOSE: the aim of the present study was to evaluate the accuracy of microalbuminuria to predict preeclampsia.
METHODS: a prospective study of 45 consecutive diabetic gestations that were tested for microalbuminuria before the 18th week, between the 18 th and 24 th week and between the 32nd and 36th week of gestation. All patients had their prenatal care done from January 2000 to December 2001. The DCA 2000 microalbumin/creatinine assay is a quantitative method for measuring low concentrations of albumin, creatinine and the albumin/creatinine ratio in urine. According to laboratory standards, an albumin/creatinine ratio >16 mg/g (1.8 mg/mmol) indicates incipient renal damage and risk for preeclampsia. The sensitivity, specificity, positive and negative predictive values of the albumin/creatinine ratio were determined to predict the occurrence or the absence of preeclampsia, diagnosed through clinical criteria.
RESULTS: of all patients, 17% developed preeclampsia. The sensitivity of albumin/creatinine ratio increased from 12.5% at 18 weeks to 25% between the 18th and 24th week and to 87% after the 32nd week. On the other hand, specificity presented a decreasing value from 97 to 89 and 83%, respectively). The positive predictive value was relatively low in the three different periods of evaluation (50, 33 and 53%, respectively. The negative predictive value was increased in the three stages of gestational age (83, 84 and 96%, respectively).
CONCLUSIONS: quantification of microalbuminuria could correctly predict the absence of preeclampsia but was less accurate to predict the occurrence of the disease in diabetic pregnancies.

Keywords: Microalbuminuria, Diabetes mellitus. Preeclampsia. Complications of pregnancy.

A nefropatia diabética é complicação crônica do diabete associada a elevada taxa de mortalidade, sendo uma das principais causas de insuficiência renal crônica em adultos. Está também associada a elevada morbidade perinatal, particularmente devida ao aumento das taxas de prematuridade, especialmente em decorrência do desenvolvimento de pré-eclampsia, que ocorre em 35% a 55% das grávidas diabéticas nefropatas ¹.

A microalbuminúria significa a excreção urinária subclínica e anormal de albumina, não detectável por métodos bioquímicos usuais. Definida como aumento anormal da excreção urinária de albumina superior a 30 mg/24 h e inferior a 300 mg/24 h, apresenta fisiopatologia multifatorial que determina maior passagem transcapilar glomerular de albumina, decorrente de lesões estruturais glomerulares ou alterações tubulares, podendo ser influenciada também por fatores genéticos e raciais ². A taxa de excreção de albumina é elevada em grávidas normais no terceiro trimestre de gravidez em relação aos dois primeiros trimestres, e, também, em comparação ao estado não gravídico ³. Desta forma, a detecção de microalbuminúria durante o primeiro trimestre pode indicar dano renal incipiente em pacientes com elevado risco para complicações hipertensivas. Microalbuminúria persistente indica alta probabilidade de dano à filtração glomerular, sendo de relevância para diagnóstico precoce de nefropatia diabética ⁴. A prevalência de microalbuminúria nos diabéticos não insulinodependentes varia entre 8 e 43%. Sua presença se associa a obesidade, hipertensão arterial e dislipidemia, por mecanismo patogênico comum: a resistência à insulina ⁵. Durante a gravidez, poderia atuar, ainda, como teste capaz de predizer o desenvolvimento de pré-eclampsia ⁶. Diversos estudos realizados com grávidas diabéticas nefropatas entre 1981 e 1994 demonstraram que a pré-eclâmpsia complicou mais de um terço das gestações 7,8. Da mesma forma, dois estudos demonstraram que a pré-eclâmpsia pode ser tão comum em pacientes com nefropatia incipiente quanto naquelas com nefropatia plenamente instalada. Winocour e Taylor ⁹ relataram que três de quatro pacientes com nefropatia incipiente desenvolveram pré-eclâmpsia. Combs et al. ¹⁰ observaram que a taxa de pré-eclâmpsia em grávidas diabéticas depende do nível de proteinúria no início da gravidez. A doença hipertensiva ocorreu em 10% das 204 pacientes sem nefropatia que apresentavam microalbuminúria no início da gravidez. Houve desenvolvimento de pré-eclâmpsia em 40% das 45 grávidas que apresentavam nefropatia incipiente e proteinúria entre 190 mg/dia e 499 mg/dia em 47% entre as 62 grávidas nefropatas que revelaram proteinúria superior a 500 mg/dia no início da gravidez. Esta relação entre proteinúria precoce e pré-eclâmpsia persiste mesmo após análise de regressão múltipla e correção para fatores como a paridade, presença de hipertensão crônica ou retinopatia e controle glicêmico. Giordano et al. ¹¹ avaliaram 89 pacientes entre a 24ª e a 32ª semana de gravidez, dosando a microalbuminúria e a relação cálcio/creatinina para detecção precoce de pré-eclâmpsia. Observaram que a microalbuminúria apresentou sensibilidade de 16,3%, especificidade de 95%, valor preditivo positivo (VPP) de 25% e negativo (VPN) de 83,8%. Concluíram que a dosagem de microalbuminúria constitui teste diagnóstico com maior acurácia do que a relação cálcio/creatinina, embora as diferenças não tenham sido tão amplas para que se considere este o método de escolha para o rastreamento da pré-eclâmpsia em função de seu baixo VPP. Resultados similares foram reportados por Baker e Hackett ¹².

O objetivo do presente estudo é avaliar o desempenho da dosagem de microalbuminúria como método para rastreamento de pré-eclâmpsia em grávidas diabéticas.

O desenho de estudo aprovado pelo Comitê de Ética e Pesquisa da UNIFESP, foi do tipo prospectivo longitudinal (coorte) para validação da relação albumina/creatinina como teste de rastreamento para a ocorrência de pré-eclâmpsia em grávidas diabéticas. As pacientes foram submetidas à quantificação da proteinúria de 24 horas na primeira consulta, de modo a excluir grávidas diabéticas com função renal anormal, definida por proteinúria superior a 300 mg/24 h, assim como grávidas com urocultura positiva antes da 18ª semana de gravidez. Foram incluídos 45 grávidas diabéticas que freqüentaram o pré-natal no Centro de Diabetes da Universidade Federal de São Paulo (UNIFESP) entre janeiro de 2000 e dezembro de 2001.

O diagnóstico de diabete prévio à gravidez foi estabelecido pela constatação do uso de insulina e/ou hipoglicemiantes orais na primeira consulta de pré-natal. O diagnóstico de diabete melito foi precedido, em muitos casos, por rastreamento rotineiro realizado durante a assistência pré-natal ¹³. O diagnóstico de diabete gestacional foi definido como intolerância a carboidratos em graus variáveis de gravidade, com inicio ou primeiro reconhecimento na gravidez ¹⁴. Para o diagnóstico de pré-eclâmpsia consideramos os critérios do "National High Blood Pressure Education Program Working Group on High Blood Pressure in Pregnancy" ¹⁵.

A incidência de pré-eclâmpsia foi de 17% (oito pacientes) e a prevalência de hipertensão arterial crônica foi de 15% (sete grávidas). As 33 pacientes restantes evoluíram somente com diabetes melito, sem complicações hipertensivas. A idade materna variou entre 19 e 42 anos, com média de 30 anos. Quanto à classificação do diabete, vinte e duas pacientes (49 %) apresentaram diabete do tipo II, em doze casos (27%) o diagnóstico foi de diabete gestacional, sendo as onze pacientes remanescentes (24%) classificadas como diabete tipo I. Todas as pacientes foram acompanhadas por equipe multidisciplinar visando o controle rigoroso da doença materna. A meta durante o pré-natal foi manter os níveis glicêmicos em valores inferiores a 100 mg/dL durante todo o dia, às custas de dieta e/ou utilização de insulina em regimes variados. As consultas foram agendadas em intervalos variáveis de acordo com a gravidade de cada caso, mas nunca superiores a três semanas.

Para este estudo, foram obtidas amostras de urina em três momentos distintos durante a evolução da gravidez: a primeira antes da 18ª semana de idade gestacional, a segunda entre a 18ª e a 24ª semana e a terceira entre a 32ª e a 36ª semana. A coleta de urina foi realizada de forma aleatória pela manhã. O valor de 16 mg/g foi estabelecido como limite superior da normalidade da relação albumina/creatinina. A dosagem de microalbuminúria foi quantitativa por meio do aparelho analisador DCA 2000 (Bayer), adequado para medir baixas concentrações de albumina, creatinina e da relação albumina/creatinina na urina. O método foi desenvolvido para uso em laboratórios descentralizados, utilizando amostras de uma noite ou de tempo determinado e para quando se precisa dos resultados de forma imediata, já que o mesmo está disponível em sete minutos.

O desempenho da microalbuminúria como teste de rastreamento para pré-eclâmpsia em grávidas diabéticas foi avaliado pela comparação dos resultados na presença ou ausência da moléstia no período anteparto. Calcularam-se a sensibilidade, a especificidade e os VPP e VPN de cada teste.

A Tabela 1 apresenta o desempenho da relação albumina/creatinina como um teste de rastreamento de pré-eclâmpsia quando realizada antes da 18ª semana de gravidez em 45 grávidas diabéticas. Demonstrou-se que a relação foi positiva (superior a 16 mg/g) em dois casos, sendo que destes, somente um evoluiu com pré-eclâmpsia, determinando falso-positivo de 50% (VPP de 50%). Entre os 43 casos em que o teste foi negativo (inferior a 16 mg/g) observou-se que 37 pacientes de fato não apresentaram a doença, configurando falso-negativo de 17% (VPN de 83%).

A Tabela 2 apresenta o desempenho da relação albumina/creatinina realizada entre a 18ª e a 24ª semana de gravidez. A relação foi positiva (superior a 16 mg/g) em 6 casos, sendo que destes, dois evoluíram com pré-eclâmpsia, determinando falso-positivo de 67% (VPP de 33%). Entre os 39 casos em que o teste foi negativo (inferior a 16 mg/g) observou-se que 33 pacientes não manifestaram a doença, configurando falso-negativo de 16% (VPN de 83%).

A Tabela 3 apresenta o desempenho da relação albumina/creatinina como teste de rastreamento de pré-eclâmpsia quando realizado entre a 32ª e a 36 a semana de gravidez, em 44 pacientes, devido a parto prematuro de uma paciente. Observamos que a relação foi positiva (superior a 16 mg/g) em treze casos, sendo que destes, sete evoluíram com pré-eclâmpsia, com falso-positivo de 47% (VPP de 53%). Entre os 31 casos em que o teste foi negativo (inferior a 16 mg/g) verificamos que 30 pacientes não manifestaram a doença, configurando falso-negativo de 4% (VPN de 96%).

Ao analisarmos a evolução da sensibilidade da relação albumina/creatinina ao longo da gravidez, verificamos sensibilidade crescente em direção ao termo, atingindo 87% quando o teste foi realizado entre 32 e 36 semanas de gravidez. Em contraste, a evolução da especificidade da relação albumina/creatinina foi decrescente ao longo da gravidez, variando entre 97% (antes da 18ª semana) e 83% (entre a 32ª e a 36ª semana). O valor preditivo positivo da relação albumina/creatinina variou entre 33% (entre a 18ª e a 24ª semana) e 53% (além da 32ª semana). Os resultados falso-negativos foram decrescentes com a evolução da gravidez, variando entre 17% (antes da 18ª semana) e 4% (após a 32ª semana).

Existe consenso de que os distúrbios hipertensivos complicam a gravidez diabética mais freqüentemente do que o fazem nas gestações normais, fato geralmente atribuído à vasculopatia diabética subjacente. Outra possibilidade a ser considerada é que a hiperinsulinemia materna, como a que pode ser observada em grávidas resistentes à insulina portadoras de diabete do tipo II ou em pacientes diabéticas do tipo I com níveis elevados de insulina exógena, parece estar geralmente associada à hipertensão arterial sistêmica 16 .

Assim, o rastreamento de pré-eclâmpsia em grávidas diabéticas representa importante desafio para o obstetra, que deve tentar antecipar a ocorrência da doença e minimizar os seus efeitos deletérios para grávida e concepto. Verificamos a ocorrência de síndromes hipertensivas em 12 casos do nosso grupo de estudo (26,6%), sendo que a pré-eclâmpsia complicou 17% das grávidas. Este resultado foi similar ao de Cousins ¹⁷, que, em revisão de 24 séries publicadas entre 1965 e 1985 incluindo 791 pacientes, apurou que 15% das gestações diabéticas evoluíram com distúrbios hipertensivos. Da mesma forma, Sandoval et al. ¹⁸ acompanharam 186 grávidas com diabete melito durante o período de janeiro de 1992 a dezembro de 1993 e observaram que 17% apresentaram pré-eclâmpsia, principal morbidade materna assinalada. Giordano et al. ¹¹ também apontam incidência de 18% de pré-eclâmpsia em tais grávidas.

O presente estudo avaliou a eficácia da dosagem de microalbuminúria como teste de rastreamento para pré-eclâmpsia em grávidas diabéticas, pela determinação da relação albumina/creatinina. O kit de avaliação da microalbuminúria é muito simples e de fácil aplicabilidade, já que utiliza amostras aleatórias de urina, sendo o jejum desnecessário. Além disso, apresenta como vantagem a rapidez do resultado, disponível em cerca de sete minutos. Mesmo com tais características, o teste pareceu-nos pouco apropriado para o rastreamento de pré-eclâmpsia em grávidas di abéticas em função da alta porcentagem de resultados falso-positivos (47 a 67%) e da baixa sensibilidade verificada nas diferentes faixas de idade gestacional, mesmo em população de alto risco para a pré-eclâmpsia. Cumpre assinalar que o período no qual o teste poderia ser aplicado situa-se entre a 18ª e a 24ª semana de gravidez. Nesta fase o processo fisiopatológico está completamente instalado, embora a doença ainda curse fase pré-clínica, caracterizando momento importante para a prevenção secundária. Nossos resultados na aplicação do teste de microalbuminúria entre a 18ª e a 24ª semana ficaram aquém da expectativa, com 67% de falso-positivos (VPP de 33%) e 16% de falso-negativos (VPN de 84%). De maneira similar, Schröder et al. ¹⁹ demonstraram que a detecção da microalbuminúria em grávidas diabéticas para predizer a manifestação de pré-eclâmpsia apresentou alto VPN (98%) e baixo VPP (46%), com sensibilidade de 85% e especificidade de 92%. Neste estudo, em que a incidência de pré-eclâmpsia foi de 6,9%, os autores consideram o teste útil no manejo de gestações diabéticas.

A porcentagem de falso-positivos foi relevante mesmo em idades gestacionais superiores (32 a 36 semanas). Verificamos que a microalbuminúria foi positiva em treze casos, sendo que destes, sete evoluíram com pré-eclâmpsia, determinando falso-positivo de 47% (VPP de 53%). Entre os 31 casos em que o teste foi negativo (inferior a 16 mg/g) observou-se que 30 pacientes não manifestaram a doença, configurando falso-negativo de 4% (VPN de 96%). Estes resultados indicam que o teste apresenta aplicabilidade clínica limitada em função de a doença em questão geralmente apresentar sintomas clínicos evidentes nesta faixa de idade gestacional. Do mesmo modo, a dosagem da microalbuminúria antes da 18ª semana apresentou resultados pouco promissores para rastrear corretamente a pré-eclâmpsia na fase pré-clínica, já que verificamos taxa de falso-positivo de 50% (VPP de 50%) e de falso-negativo de 17% (VPN de 83%).

Os resultados também demonstraram haver progressão crescente da sensibilidade ao longo da gravidez e redução progressiva da especificidade na mesma medida. Assim, a sensibilidade evoluiu de 12,5% antes da 18ª semana para 87% próximo ao termo. Fica fácil entender, portanto, que a ocorrência de proteinúria, micro ou macro, seja mais comum a partir de 32 semanas, momento em que a pré-eclâmpsia está clinicamente manifesta, gerando mais resultados positivos do que nas faixas de idade gestacional mais precoces. De forma coerente, a especificidade variou em razão inversa à idade gestacional, ou seja, foi maior no início e menor no final da gravidez. Da mesma forma que Nakamura et al. ²⁰, consideramos que o teste apresenta aplicabilidade clínica, já que demons trou-se capaz de identificar corretamente as grávidas que não apresentaram a doença em até 96%, embora o resultado positivo seja pouco eficiente para a identificação correta das pacientes que evoluíram com pré-eclâmpsia.

1. Koivisto V, Groop PH, Huttunen NP, et al. Diabetic nephropathy-screening, follow-up and treatment. Nephropathy study groups of the Finnish Diabetes Organization. Nord Med 1997; 112:154-62. [ Links ]

2. Cruz HMM, Cruz J. Microalbuminúria na hipertensão essencial. Rev Bras Hipertens 1998; 5:242-7. [ Links ]

3. Bar J, Hod M, Erman A, Kaplan B, Ovadia J, Schoenfeld A. Microalbuminuria in early pregnancy in normal and high-risk patients. Early Pregnancy 1996; 2:197-200. [ Links ]

4. Jiménez Díaz ME. Importancia clinica de la microalbuminuria en diabéticos. Rev Costarric Cienc Med 1996; 17:47-55. [ Links ]

5. Durruty A P. Microalbuminuria en diabeticos no insulinodependientes. Bol Hosp San Juan de Dios 1994; 41:167-72. [ Links ]

6. Luft FC. Microalbuminuria and essential hypertension: renal and cardiovascular implications. Curr Opin Nephrol Hypertens 1997; 6:553-7. [ Links ]

7. Kitzmiller JL, Brown ER, Phillippe M, et al. Diabetic nephropathy and perinatal outcome. Am J Obstet Gynecol 1981; 141:741-51. [ Links ]

8. Kimmerle R, Zas RP, Cupisti S, et al. Pregnancies in women with diabetic nephropathy: long-term outcome for mother and child. Diabetologia 1995; 38:227-35. [ Links ]

9. Winocour PH, Taylor RJ. Early alterations of renal function in insulin-dependent diabetic pregnancies and their importance in predicting pre-eclamptic toxaemia. Diabetes Res 1989; 10:159-64. [ Links ]

10.Combs CA, Rosenn B, Kitzmiller JL, Khoury JC, Wheeler BC, Miodovnik M. Early-pregnancy proteinuria in diabetes related to preeclampsia. Obstet Gynecol 1993; 82:802-7. [ Links ]

11.Giordano DM, Dubicki B, Odierna L, Vastik JF. Valor diagnóstico de la microalbuminuria y la relación calcio/creatinina en la detección precoz de la preeclampsia. Fac Cienc Med (Cordoba) 1993; 51:15-20. [ Links ]

12.Baker PN, Hackett GA. The use of urinary albumin-creatinine ratios and calcium-creatinine ratios as screening tests for pregnancy-induced hypertension. Obstet Gynecol 1994; 83:745-9. [ Links ]

13.Bertini AM, Camano L. Diabetes mellitus e gravidez. In: Prado FC, Ramos J, Valle JR, editores. Atualização Terapêutica. 20 a ed. São Paulo: Artes Médicas; 2001. p.1005-9. [ Links ]

14.American Diabetes Association. Gestational diabetes mellitus. Position Statement. Diabetes Care 2002; 25 (Suppl 1):S94-S96. [ Links ]

15.National High Blood Pressure Education Program Working Group on High Blood Pressure in Pregnancy. Report. Am J Obstet Gynecol 2000; 183 Suppl:S1-S22. [ Links ]

16.Bromham DR. The increase risk of pre-eclampsia in pregnant diabetics. J Obstet Gynaecol 1983; 3:212-5. [ Links ]

17.Cousins L. Obstetric complications. In: Reece EA, Coustan DR, editors. Diabetes Mellitus in Pregnancy. 2 nd ed. New York: Churchill Livingstone; 1995. p.287-303. [ Links ]

18.Sandoval T, Jimenes G, Uribe S, Partida-Hernandes G, Gonzales S, Arreola F. Morbimotalidad perinatal em mujeres com Diabetes Mellitus y embarazo. Ginecol Obstet Mex 1995; 63:181-5. [ Links ]

19.Schröder W, Heyl W, Hill-Grasshoff B, Rath W. Clinical value of detecting microalbuminuria as a risk factor pregnancy-induced hypertension in insulin-treated diabetic pregnancies. Eur J Obstet Gynecol Reprod Biol 2000; 91:155-8. [ Links ]

20.Nakamura T, Ito M, Yoshimura T, Mabe K, Okamura H. Usefulness of the urinary microalbumin/creatinine ratio in predicting pregnancy-induced hypertension. Int J Gynaecol Obstet 1992; 37:99-103. [ Links ]

Endereço para correspondência
Victor Hugo Saucedo Sanchez
Av. Sargento Geraldo Santana, 1100, bloco 4, apto 31
CEP: 04674-000 - São Paulo - SP
Telefone: (11) 5524-8198
E-mail: vhs-sanchez@uol.com.br

Recebido em: 8/1/2003
Aceito com modificações em: 24/4/2003

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Uso da microalbuminúria em amostras urinárias aleatórias para o rastreamento de pré-eclâmpsia em grávidas diabéticas

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Use of microalbuminuria in random urine samples to screen diabetic pregnant women for preeclampsia Victor Hugo Saucedo Sanchez; Anna Maria Bertini; Wladimir Correa Taborda; Rosy Ane Araujo Barros; Cristiane Cadore Hagemann Departamento de Obstetrícia da Universidade Federal de São Paulo Endereço para correspondência OBJETIVO: avaliar o desempenho da dosagem de microalbuminúria como método para rastreamento de pré-eclampsia MÉTODOS: estudo prospectivo longitudinal no qual foram incluídas 45 grávidas diabéticas.

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Artigo para amostra estratificada simples

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Artigo para amostra estratificada simples

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O planejamento de amostras probabilísticas eficientes para abordar populações em pesquisas é tratado de forma exaustiva na literatura especializada ,,. Tal cenário atende tanto à demanda de redução dos custos dos inquéritos quanto àquela do aumento de sua agilidade (seja para a coleta dos dados, seja para a divulgação dos resultados). Por outro lado, sabe-se que o percentual de participação em estudos epidemiológicos vem reduzindo ao longo dos anos, com efeitos indesejáveis sobre a validade interna da pesquisa . Com isso, planos amostrais complexos que buscam a combinação de diferentes métodos probabilísticos para a seleção de uma amostra são considerados avançados em relação ao método da amostragem aleatória simples (AAS). Amostragens complexas têm sido adotadas com frequência cada vez maior, principalmente na área da saúde quando se tem grandes amostras. Exemplificando, a Pesquisa Nacional de Saúde (PNS), de base domiciliar, abrange o território nacional com o objetivo de estudar a situação de saúde e os estilos de vida da população brasileira; para tanto se vale de processo de amostragem por conglomerados em três estágios de seleção (são selecionados setores censitários no 1º estágio; domicílios nos setores em um 2º; e um adulto entre os moradores do domicílio no 3º estágio) . A Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD), que também busca periodicamente informações sobre a saúde da população brasileira, utiliza plano amostral semelhante, por conglomerados que ora considera dois estágios e ora considera três estágios de seleção . Já o estudo Vigilância de Fatores de Risco e Proteção para Doenças Crônicas por Inquérito Telefônico (VIGITEL), conduzido por entrevista telefônica nas 26 capitais de estados e Distrito Federal do país - com o objetivo de monitorar a magnitude e a variação na frequência dos principais fatores de risco e proteção contra as doenças e os agravos não transmissíveis -, vale-se de estratégia distinta, com o sorteio de linhas telefônicas fixas (realizado com base em cadastros fornecidos pelas principais operadoras do país) sucedido pela seleção de um adulto entre os residentes de cada domicílio contatado .

Neste artigo, são apresentados os procedimentos adotados para a seleção da amostra do Educatel, bem como as bases para o cálculo do seu tamanho amostral. Além disso, são discutidos os aspectos: (a) do cadastro de professores utilizado para a seleção da amostra; e (b) dos objetivos da pesquisa em termos da definição dos domínios (ou subpopulações) para os quais são desejadas estimativas com precisão controlada. Uma vez finalizada a coleta, procedeu-se a análise das características da amostra efetivada a fim de identificar as frequências de participação (de elegíveis) por macrorregiões, situação da escola (rural ou urbana), faixa de idade, sexo, dependência administrativa da escola e vínculo de trabalho. Pesos amostrais, ajustes para não resposta e procedimentos de estimação são também abordados.

O Educatel foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa (COEP) da Faculdade de Medicina da Universidade Federal de Minas Gerais (CAAE: 48129115.0.0000.5149).

A população-alvo do Educatel é composta por professores que atuavam (em sala de aula) na Educação Básica no Brasil em 2015. Sendo assim, os procedimentos de amostragem empregados visaram a obter uma amostra probabilística do universo de professores em escala nacional.

O sucesso dos inquéritos por amostragem probabilística depende da identificação prévia da população de pesquisa e de seus domínios de análise, a fim de garantir tamanhos amostrais suficientes para a obtenção de estimativas relativas a cada um dos domínios pertinentes. Sendo assim, visando ao espalhamento da amostra e captação da heterogeneidade da população de pesquisa, a estratificação da população foi definida segundo um plano no qual foram combinadas as categorias das seguintes variáveis: (a) grandes regiões: Norte, Nordeste, Centro-oeste, Sudeste e Sul; (b) situação da escola: urbana e rural; (c) faixas etárias: ≤ 34 anos, entre 35 e 44 anos, entre 45 e 54 anos e ≥ 55 anos; (d) sexo: masculino e feminino; (e) dependência administrativa da escola: estadual, municipal, privada e outras; (f) tipo de vínculo: concursado/efetivo/estável, contrato temporário, rede privada, contrato CLT e outros; e (g) etapa de ensino: infantil, fundamental, médio, EJA (educação de jovens e adultos), profissional e outros. É importante notar que as variáveis de estratificação (c), (d), (f) e (g) refletem as características dos professores, e as variáveis de estratificação (a), (b) e (e) refletem características das escolas onde os professores trabalham.

Ressalta-se que o número de estratos possíveis com base na combinação de todas as categorias das variáveis listadas anteriormente é 9.600. Entretanto, apenas 7.650 desses estratos possíveis de fato existiam na população de pesquisa, ou seja, apresentavam um ou mais professores. Dessa forma, adotou-se a seguinte estratégia de alocação da amostra nos estratos existentes: (a) nos 1.549 estratos em que o tamanho populacional era 1, o tamanho da amostra foi fixado em 1 também; e (b) nos demais estratos existentes a amostra foi alocada de maneira proporcional ao tamanho populacional do estrato, arredondando sempre para o inteiro superior mais próximo, sendo que este arredondamento fez com que em outros 5.504 estratos o tamanho da amostra fosse também fixado em 1. Cabe ressaltar que, em princípio, a estimação de variâncias de estimadores depende de tamanhos amostrais de tamanho maior ou igual a 2. Sendo assim, a existência de estratos com tamanho amostral unitário exigirá a adoção de métodos de estimação que sejam capazes de lidar com tal característica. Esses métodos estão disponíveis em softwares tais como R (pacote survey), Stata (comandos svy) e SAS, por exemplo.

Faz-se necessário aqui também fazer a distinção entre estratos (para fins de seleção e espalhamento da amostra) e domínios de análise (para fins de posterior estimação) pré-estabelecidos para o estudo, com o objetivo de se garantir níveis de precisão aceitáveis pré-estabelecidos. No Estudo Educatel foram definidas como domínios de análise as categorias (marginais) das variáveis de estratificação (e não todas as combinações de todas as suas categorias). Para cada um desses domínios de análise, a alocação da amostra nos estratos existentes da forma como foi descrita antes resultou, após as perdas na amostra final realizada, na produção de estimativas de prevalência de absenteísmo com margem de erro de no máximo: (a) 3% para as categorias de grandes regiões; (b) 2,5% para as categorias de áreas censitárias; (c) 3,5% para as categorias de faixas etárias; (d) 2% para categorias de sexo; (e) 4% para as categorias de dependências administrativas da escola; (f) 4% para as categorias de tipo de vínculo; e (g) 4,5% para as categorias de etapas de ensino.

O cadastro básico para a seleção da amostra de professores para o Estudo Educatel tomou os dados do Censo Escolar de 2014, do Instituto Nacional de Estudos e Pesquisas Educacionais Anísio Teixeira (INEP), que informa os números dos telefones das escolas. Esse cadastro trazia informações da população de pesquisa - 2.229.269 professores -, incluindo uma variável de identificação e outras que permitiram a construção das variáveis de estratificação citadas: sexo, idade, local de funcionamento, etapa de ensino, rede administrativa e área censitária. Adicionalmente, variáveis de caracterização das escolas foram também obtidas, removendo a necessidade de que fossem novamente aferidas no Educatel, como: tamanho da escola segundo o número de professores, acesso ao abastecimento de água, disponibilidade de água filtrada, abastecimento de energia elétrica, esgoto sanitário, destinação do lixo, equipamentos e dependências da escola .

Vale mencionar que os dados do Censo Escolar de 2014 eram a base de dados mais atualizada sobre a população estudada disponível na época do sorteio amostra do Educatel, permitindo boa aproximação ao universo de professores atuantes em 2015 (ano de realização da coleta). Dessa forma, a população de pesquisa do Estudo Educatel é constituída professores que constavam do cadastro do Censo Escolar de 2014 e que atuavam (em sala de aula) na mesma escola em 2015. A população de pesquisa é, portanto, um subconjunto da população-alvo definida anteriormente. Essa distinção é necessária, uma vez que todas as inferências estatísticas realizadas com base nos dados coletados pelo Estudo Educatel são dirigidas à população de pesquisa definida segundo o cadastro considerado. Além disso, limitou-se também a população de pesquisa aos professores que responderam a pelo menos uma das primeiras 15 tentativas de contato (feitas em dias e horários variados, incluindo sábados e períodos noturnos), e também àqueles que trabalhavam em escolas com telefone operante.

Ainda assim, dado o período entre a realização do Censo Escolar de 2014 e a sua efetiva utilização no Educatel (pouco mais de um ano), algumas discrepâncias foram encontradas entre a listagem de escolas, os professores sorteados e o quadro de efetivos identificados no contato por telefone. Falecimentos, aposentadorias, mobilidade no mercado de trabalho foram mais frequentes do que o esperado. Vale observar que os microdados de cada censo são disponibilizados no semestre seguinte ao ano de referência da coleta, fato que inviabilizou a utilização do Censo Escolar de 2015 (divulgado apenas quando a coleta de dados do Educatel já se encontrava em andamento). Em síntese, a lista de participantes elegíveis para o estudo que foi produzida incluiu professores não mais inseridos nas escolas, que portanto não mais pertenciam à população-alvo do estudo. Doravante, essa situação será considerada o "problema (1) do cadastro". Além disso, aqueles inseridos no mercado após 2014, ou seja, após a realização do Censo Escolar daquele ano, não estavam, obviamente, incluídos no cadastro utilizado. Dessa feita, a equipe de pesquisa deparou-se com o problema de cobertura do cadastro. Doravante, essa situação será considerada "problema (2) do cadastro". Visando a dimensionar a magnitude dos problemas (1) e (2), com vistas a traçar estratégias para compensar possíveis vieses, foram considerados os dados do Censo Escolar de 2013 para os esclarecimentos cabíveis.

Comparando os cadastros do Censo Escolar de 2013 com os do censo de 2014, estimou-se em 16,62% a proporção de professores no cadastro considerado que poderiam ser classificados como problema (1) do cadastro, e em 24,28% a proporção de professores novos que não estariam contemplados no cadastro, ou seja, classificados como problema (2).

Optou-se pela utilização de amostragem estratificada pela possibilidade de classificação da população em estratos de acordo com características conhecidas da população de pesquisa. A seleção dos professores pertencentes a diferentes estratos foi realizada de forma independente (entre os estratos), considerando-se o método da AAS sem reposição, resultando então na adoção do método da amostragem estratificada simples. Essa estratégia permite maior homogeneidade dos subgrupos definidos de acordo com a estratificação do que seria encontrado se considerada toda a população. A adoção de planos amostrais que envolvam estratificação da amostra pode resultar no aumento da precisão das estimativas em relação a planos por AAS com o mesmo tamanho de amostra, além de permitir a estimação tanto para a população como um todo quanto para os subgrupos. Além disso, reduz-se o erro amostral, pois quanto mais homogêneos os subgrupos quanto às características dos seus componentes, maior a eficiência do dito procedimento amostral. Em síntese, o método para a seleção da amostra do Educatel foi elaborado e conduzido dessa forma.

A adoção de um desenho amostral alternativo que envolveria a seleção de conglomerados definidos como escolas foi também considerada. Entretanto, decidiu-se pela seleção direta de professores (mesmo com os desafios da adoção de um cadastro desatualizado) para evitar os efeitos de conglomeração que poderiam ter resultado no aumento do tamanho da amostra, de forma substancial. Efeitos de planos amostrais de desenhos conglomerados com frequência podem chegar ou ser maiores do que 4, o que poderia resultar no aumento do tamanho da amostra em 4 vezes, ou mais.

O parâmetro de interesse central do Educatel, prevalência de absenteísmo por doença, norteou as definições fundamentais da amostragem, haja vista a necessidade de coerência entre o plano amostral, utilização de estimadores e natureza do que se buscou dimensionar. Levando em conta a problemática, o universo populacional, o estado da arte sobre a morbidade dos professores, as seguintes definições foram elaboradas para o cálculo do tamanho da amostra: (i) nível de 95% de confiança; (ii) 38% de prevalência (P) de, pelo menos, um episódio de ausência ao trabalho ; (iii) 0,99% de erro máximo (B) previsto (margem de erro) para a estimativa da prevalência de absenteísmo para toda a população de professores no Brasil, conforme definido em (ii); (iv) taxa de não entrevista ( tx1) devido à recusa (ou outras formas de não resposta) de no máximo 20%; (v) taxa de não aplicação ( tx 2) de questionário devido ao problema (1) do cadastro de no máximo 20%; e (vi) correção para populações finitas. A margem de erro relatada anteriormente foi definida pela coordenação geral do estudo, levando-se em consideração aspectos tais como o orçamento, a logística da coleta e o cronograma.

O cálculo inicial do tamanho da amostra baseou-se em AAS, para que então fosse considerado o efeito do plano amostral (EPA). O design effect ou deff (EPA) de Kish é uma medida do efeito da amostragem sobre a variância dos estimadores . O EPA é estimado baseando-se na razão entre a variância obtida considerando-se o plano amostral empregado e a variância obtida considerando AAS. Em função da ausência de pesquisas sobre professores da Educação Básica, com desenhos amostrais semelhantes, no plano hipotético, considerou-se o valor do EPA igual a 1 em procedimento respaldado pela literatura especializada . Enfim, sob tais premissas construiu-se o pressuposto segundo o qual não haveria perda de eficiência amostral se adotada a amostragem estratificada quando comparada à AAS. Dessa forma, foi considerada a seguinte expressão para o cálculo do tamanho da amostra do Estudo Educatel,

com

Nessa expressão tem-se: EPA = efeito do plano amostral definido como igual a 1; tx1 = 1,20; tx2 = 1,20; N = é o tamanho da população de pesquisa e é igual a 2.229.269 professores; P = 0,38; Q = (1 - 0,38) = 0,62; B = 0,99; e z α/2 =1,96, considerando o nível de 95% de confiança.

Dessa forma, o tamanho da amostra calculado foi de 13.243 professores. Ressalta-se que esse tamanho de amostra já leva em consideração ajustes visando a compensar possíveis perdas, por meio das tx1 e tx2. Sendo assim, foi necessário prever um número largamente superior quando do sorteio inicial, haja vista os resultados preliminares de um piloto que tentou observar a consistência da lista preparada à luz dos microdados do Censo Escolar de 2014 fornecidos pelo INEP. Por essa razão, 13.243 professores, distribuídos entre 11.042 escolas, foram selecionados de modo a aumentar as margens para a obtenção do número mínimo de entrevistas necessário para o sucesso da pesquisa.

Respeitando a definição apresentada anteriormente da população de pesquisa, foram considerados não elegíveis os professores que, na ocasião do contato para a participação no estudo, não mais trabalhavam na escola identificada no Censo Escolar de 2014 (durante o sorteio da amostra), aqueles que não responderam a 15 tentativas de contato (feitas em dias e horários variados, incluindo sábados e períodos noturnos), além daqueles que trabalhavam em escolas sem telefone ou nas quais o número do telefone do cadastro encontrava-se inoperante.

Foram realizadas 119.378 ligações telefônicas, que permitiram identificar 7.642 professores elegíveis (57,7% do total inicialmente sorteado). Ao final, foram completadas 6.510 entrevistas, 85,2% de taxa de resposta. Estima-se em 1,18% a margem de erro permitida com base no tamanho da amostra realizado de 6.510 professores entrevistados. Foram necessárias em média 19 ligações por entrevista completada; o tempo médio das entrevistas foi de 12 minutos.

O desempenho do estudo, no que diz respeito ao percentual de respostas em cada uma das categorias das variáveis utilizadas na estratificação da amostra, pode ser avaliado por meio dos dados apresentados na Tabela 1.

** Taxa de recusa total, considerando-se a recusa tanto dos professores quanto das escolas.

Uma vez finalizada a coleta de dados, as características da amostra efetiva foram cuidadosamente avaliadas. Os pesos amostrais conforme definidos estão conectados não apenas ao desenho amostral do Educatel, mas também aos termos de ajuste para tratamento dos casos de não resposta completa ocorridos durante o processo de coleta dos dados, sendo eles:

a probabilidade de seleção do professor i pertencente ao estrato h; e

o peso amostral básico do professor i pertencente ao estrato h.

o escore de propensão de respostas nos grupos c formados pela combinação das categorias das variáveis de estratificação (a), (b) e (d), em que n' é o tamanho da amostra realizada nos grupos c; e

o peso amostral ajustado para não resposta no estrato h.

Esses pesos amostrais devem ser utilizados na estimação de quaisquer medidas descritivas de interesse, calculadas com base nos dados da amostra do Educatel. Sua adoção assegura a abrangência dos diversos aspectos do esquema de seleção adotado, incluindo a estratificação, bem como permite ajustamentos para os efeitos da não resposta. A não consideração dos pesos amostrais na análise pode resultar em vício nas estimativas. Estimativas que consideram os pesos amostrais podem ser produzidas valendo-se de software como R (pacote survey), SUDAAN, SAS (PROC SURVEY), Stata (módulo survey) ou SPSS (pacote SPSS Complex Samples), por exemplo.

As principais dificuldades de membros da comunidade acadêmica e gestores na compreensão e utilização de dados de um inquérito residem possivelmente na pouca exposição de características de seu delineamento. Este artigo busca atenuar essa dificuldade, apresentando uma exposição abrangente do desenho da amostra e da participação dos professores no Educatel, o mais abrangente estudo sobre questões de saúde e absenteísmo entre professores da Educação Básica já realizado no país.

Uma vez que a AAS não se mostrou viável em um inquérito de grande porte com as características do Educatel, fez-se necessário buscar um método de amostragem que permitisse representar os diversos domínios populacionais pretendidos e suas estimativas com níveis de precisão pré-estabelecidos. O desenho amostral probabilístico adotado foi o de amostragem estratificada simples. Essa estratégia permitiu maior homogeneidade dos subgrupos definidos na estratificação, favorecendo a precisão das estimativas, a redução do erro amostral e a estimação destas tanto para a população como um todo quanto para os seus subgrupos. Por fim, pesos amostrais ajustados para correção da não resposta completa de professores foram calculados e discutidos.

A adoção de metodologia estatística apropriada para a análise de dados amostrais complexos, já disponível em diversos software, garante a produção de inferências estatísticas válidas e precisas para o absenteísmo de professores da Educação Básica no Brasil e para domínios específicos de análise pré-estabelecidos, tendo em vista os dados amostrais do Educatel.

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Desenho da amostra e participação no Estudo Educatel

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O planejamento de amostras probabilísticas eficientes para abordar populações em pesquisas é tratado de forma exaustiva na literatura especializada , ,. Tal cenário atende tanto à demanda de redução dos custos dos inquéritos quanto àquela do aumento de sua agilidade (seja para a coleta dos dados, seja para a divulgação dos resultados).

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-  Amostra por conveniência: O pesquisador seleciona membros da população mais acessíveis.
Amostra por julgamento:
O pesquisador usa o seu julgamento para selecionar os membros da população que são boas fontes de informação precisa. Amostra por quota:
O pesquisador entrevista um número predefinido de pessoas em cada uma das várias categorias.

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Diferenças e semelhanças nos métodos de amostragem de pesquisas Top of mind: Um estudo comparativo.
file:///C:/Users/suporte/Desktop/67-256-1-PB.pdf

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-Pouco utilizada por pesquisadores
-Não é exata.
-Não há precisão.

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-Os pesquisadores devem identificar todos os membros de uma população em estudo e classificar cada um deles em uma e apenas uma subpopulação.
-Em caso de sobreposição pode ser um problema se houverem assuntos que se enquadrem nos subgrupos.

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-Pode apresentar baixa precisão
-Falta de representatividade,
quando comparada com a amostra estratificada e sistemática.

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-Não são tão exigentes quanto a amostragem probabilística.
-Mais utilizada por pesquisadores quando náo se tem como saber a quantidade exata de uma populaçao: ex: Peixes do oceano.
utilizada quando há limitações de tempo, recursos financeiros, materiais e". pessoas". necessários para a realização de uma pesquisa com amostragem probabilística". (Mattar, F. p. 157).

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A vantagem deste método é que os resultados obtidos na pesquisa podem ser projetados para a população total.

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➔Assegura a representação de todos os grupos na amostra
➔ Características de cada estrato podem ser estimadas
captura as principais características da população na amostra.
-Produz características na amostra que são proporcionais à população geral.

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https://www.researchgate.net/profile/Juliana_Marotti/publication/285800533_Amostragem_em_pesquisa_clinica_Tamanho_da_amostra/links/566aca4008aea0892c4b9e11.pdf

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➔ plano amostral é menos eficiente, já que dentro dos conglomerados os elementos tendem a ser mais parecidos

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➔ Não precisa de uma lista identificando os elementos da população
➔ menor custo por elemento, principalmente se o custo por observação cresce quando aumenta a distância entre os elementos.

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➔Possibilidade de ciclos de variação da variável de interesse, especialmente se o período desses ciclos coincidir com o período de retirada dos elementos da amostra.
➔Obrigatoriamente necessita da informação ordenada da população;

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➔ A principal vantagem da amostragem sistemática está na grande facilidade na determinação dos elementos da amostra.
Facilidade
Vantagens
➔ Mais barato (do que a aleatória simples);
➔ Possui validade externa e interna altas;
➔ Possível estimar estatisticamente o erro;
➔ Fácil desenho amostral à Facilidade nas análises;

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Unidades
independentemente selecionadas, uma de cada vez, até que o tamanho desejado da amostra seja atingido. Neste tipo de amostra toda unidade de estudo na
população finita tem chance de ser incluída na amostra (PAGANO, 2012).

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tem como característica principal não fazer uso de formas aleatórias de seleção, torna-se impossível a aplicação de formas estatísticas para cálculo. É usada quando não se conhecem o tamanho do universo e os indivíduos são selecionados através de critérios subjetivos do pesquisador (Aribomi e Perito2 , 2004; Gil14, 1999; Marconi e Lakatos21, 1996).
-Depende em parte do julgamento do pesquisador ou do entrevistador no campo
(Mattar,F p.132)

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Conjunto de unidades agrupadas por conglomerados onde cada conglomerados representará a população.

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Quando uma população pode ser dividida em subgrupos (estratos) que são mais ou menos homogêneos. Após a determinação dos estratos, seleciona-se uma amostra aleatória simples de cada estrato

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Quando os elementos da população se apresentam ordenados e a retirada dos elementos da amostra é feita periodicamente, temos uma amostragem sistemática. ex: a cada dez sapatos produzidos, um poderá ser retirado para representar a amostra.

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Existem diversos métodos amostrais que servirão para especificar dados de uma população a ser pesquisada. amostra é qualquer sub-conjunto, representativo ou não, do conjunto universal ou da população.