Aglomerados de alto risco e tendência temporal da sífilis congênita no Brasil

ABSTRACT

Objective.

To determine the occurrence of high-risk clusters for congenital syphilis (CS) in Brazil and describe the temporal trends in the CS infection in the country, comparing children whose mothers received vs. those whose mothers did not receive prenatal care.

Method.

This ecological study used data from the National Disease Notification System (Sistema de Informação de Agravos de Notificação, SINAN) and the Live Birth Information System (Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos, SINASC). For cluster analysis, the Kulldorff scan statistic was applied to the population at risk. Statistical significance was determined by the log-likelihood ratio based on Poisson discrete distribution. To analyze the temporal trends of disease detection rates, Prais-Winsten regression was used. The analysis was performed with SatScan 9.4 and Stata 14.0 software.

Results.

Clusters with detection rates of 41.3, 44.4 and 188.1 CS cases/10 000 live births were identified in 2001, 2009 and 2017 respectively. In 2001, the rates were 8 times higher in the clusters than in the remaining country; in 2009, the rates were 3.3 times higher; and in 2017, 2.5 times higher. An increasing trend in CS infection was detected in all regions and federation units. The rates were 8.53 times higher in the children of mothers without prenatal care (243.3 cases/1 000 live births vs. 28.3 cases/1 000 live births in the children of mothers with prenatal care).

Conclusions.

The identification of municipality clusters at high risk for CS and of increasing trends in CS infection across the country, even in the presence of prenatal care, suggests the need for improvement of public health actions to fight this disease.

A sífilis congênita (SC) é uma doença infecciosa causada pela transmissão vertical da espiroqueta Treponema pallidum da mãe infectada e não tratada para o feto, que pode ocorrer ao longo de toda a gestação pela disseminação hematogênica por via transplacentária (1, 2). De 70% a 100% dos casos de contaminação do feto ocorrem nas fases primária e secundária da sífilis; entretanto, em torno de 30% dos casos de contaminação fetal podem ocorrer nas fases latente tardia e terciária (3).

A SC apresenta diversas manifestações clínicas, podendo afetar múltiplos sistemas do feto. Embora a SC não tratada possa causar abortamento neonatal, morte precoce ou natimorto em até 40% dos casos (4), a maioria dos casos é assintomática ao nascer (5, 6). Nesse sentido, ao ser diagnosticada, a SC é classificada como precoce ou tardia: a primeira envolve, por exemplo, prematuridade, lesões cutâneo-mucosas, hidropsia, hepatoesplenomegalia, anemia e osteocondrite; por sua vez, a SC tardia inclui cicatrizes e formação de goma na pele, déficit intelectual, alteração dos sentidos e dentes de Hutchinson (6).

Em todo o mundo, a sífilis acarreta mais de 300 mil mortes fetais e neonatais, além de 215 000 óbitos infantis a cada ano (7). No Brasil, segundo o Sistema Nacional de Informação de Agravos de Notificação (SINAN), foram notificados 188 445 casos de SC em menores de 1 ano de idade e 2 318 óbitos entre 1998 e junho de 2018, evidenciando a importância comunitária dessa doença. Em geral, segundo dados apresentados no Boletim Epidemiológico da Sífilis de 2017, essas crianças são filhas de mães jovens, pardas (56,8%) e de baixa escolaridade (23,2% apresentavam da 5ª à 8ª série incompleta) (8).

De fato, os casos de SC no Brasil atingiram níveis alarmantes, com números que continuam a aumentar. É importante ressaltar que a transmissão da SC está diretamente relacionada à assistência pré-natal, sendo que a deficiência nesse controle acarreta níveis muito mais expressivos da SC (2). O desconhecimento sobre o panorama da distribuição espaço-temporal da SC no país reforça a importância de análises espaciais e geoprocessamento para a compreensão da epidemiologia dessa doença no país, visto que possibilitam a identificação das áreas com maior necessidade de intervenções e manejo do adoecimento, o que facilita abordagens integrais e efetivas (9). Portanto, este trabalho teve como objetivo determinar a presença de aglomerados de municípios (clusters) com alto risco para SC no Brasil, assim como descrever a tendência temporal da doença no país, comparando a população de crianças cujas mães realizaram o pré-natal com crianças cujas mães não realizaram esse controle.

MATERIAIS E MÉTODOS

Foi realizado um estudo ecológico visando à análise das séries temporais das taxas de notificação de SC no período de 2001 a 2017. Tendo em vista a comparação entre as crianças cujas mães realizaram o pré-natal e as crianças cujas mães não realizaram esse controle, para os cálculos, foram excluídos os casos sem preenchimento do número de consultas pré-natais no momento da notificação, constando no sistema como “ignorado”.

Além disso, o estudo buscou identificar aglomerados de municípios (clusters) com alto risco de SC no Brasil, comparando o cenário observado nos anos de 2001, 2009 e 2017 (início, meio e final da série temporal). A análise foi realizada segundo região de residência da mãe.

O SINAN foi utilizado para obtenção dos dados sobre SC. A população de nascidos vivos foi obtida do Sistema de Informações sobre Nascidos Vivos (SINASC). Todos os dados foram tabulados através da ferramenta de tabulação TabNet, disponibilizada pelo Departamento de Informática do Sistema Único de Saúde (DATASUS). Esses dados foram associados às coordenadas geográficas dos centroides de cada município brasileiro que notificou nascidos vivos em cada ano estudado.

Os centroides municipais foram utilizados como centros para a estatística de varredura puramente espacial de Kulldorff, em que uma janela circular é estabelecida visando a identificação de aglomerados de alto risco. Os limites estabelecidos como proporções máximas para um cluster, com base na literatura, foram de raio da janela de até 300 quilômetros ou até 50% da população de nascidos em risco para a doença acometidos por ela; (9, 10). Um número infinito de círculos geográficos foi criado. Posteriormente, cada círculo foi submetido a análise estatística para verificar a sua caracterização como cluster de alto risco.

Para detectar a localização espacial dos clusters e avaliar sua significância estatística, utilizou-se o logaritmo da razão de verossimilhança (log likelihood ratio test statistics, LRTS) baseado na distribuição discreta de Poisson e definido como $LRTS=máx{\left(\frac{Yin}{Ein}\right)}^{Yin}{\left(\frac{Yout}{Eout}\right)}^{Yout}$, onde Yin é o número de casos observados na região definida pelo círculo de interesse e Ein é o número esperado dentro dessa região sob a hipótese nula. Yout e Eout são os números de casos observados e esperados ocorrendo fora da região, respectivamente.

Para cada centroide e tamanho da janela de varredura, a hipótese alternativa foi de que o risco no interior da janela era mais elevado do que fora da janela. Usando a simulação de Monte Carlo, foram gerados conjuntos de dados independentes sob a hipótese nula e foi calculada a distribuição empírica do LRTS para avaliar a significância estatística de todos os possíveis agrupamentos. Clusters geograficamente sobrepostos não foram analisados.

Para a análise de séries temporais, foram tabulados os casos de SC em gestantes sem nenhuma consulta de pré-natal e os casos de gestantes que compareceram a pelo menos uma consulta de pré-natal no período de 2001 e 2017, em todas as regiões brasileiras. A mesma tabulação foi realizada para a população de nascidos vivos de cada região. Calcularam-se, então, as taxas de detecção (TD), de acordo com as seguintes fórmulas:

$$TD=\frac{\text{casos de sífilis congênita com realização de pré-natal}}{\text{nascidos vivos cujasmães realizaram pré-natal }}x10000;\text{ou}$$

$$TD=\frac{\text{casos de sífilis congênita SEM realização de pré-natal}}{\text{nascidos vivos cujas mãe NÃO realizaram pré-natal }}x10000.$$

Em seguida, foi necessário o cálculo do logaritmo de base 10 dessas taxas para aplicação do método de regressão linear generalizada de Prais-Winsten, utilizado ao invés da regressão linear simples por se tratar de um procedimento de análise especialmente delineado para dados que possam ser influenciados por autocorrelação serial, o que frequentemente ocorre em medidas de dados populacionais. Assim, obteve-se o coeficiente β de inclinação da reta e o valor de P para avaliação da significância estatística, com intervalo de confiança de 95% (IC95%). Também foi utilizada a análise de Durbin-Watson para identificação da autocorrelação serial.

A taxa de incremento médio anual (TIA) foi calculada utilizando a fórmula Taxa de incremento anual = a + 10^b, onde a corresponde ao valor da taxa de mortalidade no ano zero da série (intersecção entre os eixos X e Y) e b corresponde ao coeficiente de inclinação da reta obtido na análise de regressão.

O IC95% da TIA percentual no período foi calculado a partir da fórmula IC95% = −1 + 10^{(b ± t*EP)}, onde t é o valor no qual a distribuição t de Student apresenta 16 graus de liberdade em nível de confiança de 95% bicaudal e EP é o erro padrão da estimativa de b, fornecido pela análise de regressão (11).

A análise espacial foi realizada utilizando o programa SaTScan^TM versão 9.6, e os mapas temáticos foram desenvolvidos no programa Tabwin. A análise de séries temporais foi realizada utilizando o programa Stata^® 14.0.

Não houve necessidade de submissão a Comitê de Ética em Pesquisa por se tratar de um estudo utilizando dados secundários, sem identificação dos participantes, conforme dispõe o Conselho Nacional de Saúde (12, 13).

RESULTADOS

Em 2001, foram notificados 3 865 casos de SC, dos quais 399 não foram incluídos nas análises por não possuírem informação acerca da realização de pré-natal. Dos 3 466 restantes, 2 810 mães compareceram a pelo menos uma consulta e 656 não realizaram o pré-natal. Observou-se uma média de 11,55 casos de SC por 10 000 nascidos vivos, com 18 clusters de alto risco para SC (figura 1). Neles, as taxas de detecção da doença variaram de 23,3 (no Centro-Oeste) a 101,5 (no Nordeste) casos/10 000 nascidos vivos. O principal cluster foi localizado na região Sudeste, no estado do Rio de Janeiro, com taxa de 56,83 casos/10 000 nascidos vivos. A figura 1 apresenta o número de clusters e as taxas de detecção da SC em 2001, 2009 e 2017. Em 2001, a incidência da SC foi 8 vezes maior dentro dos aglomerados do que no restante do país.

FIGURA 1. Clusters de alto risco para sífilis congênita, Brasil, 2001, 2009 e 2017.

Com relação a 2009, 5 560 casos foram notificados, dos quais 312 foram retirados da análise por ausência de informação sobre realização de pré-natal. Dos casos analisados, 4 229 compareceram às consultas e 1 019 não realizaram o pré-natal. A média foi de 18,4 casos/10 000 nascidos vivos. Foram identificados 17 clusters de alto risco, com taxas de detecção variando de 24,5 casos/10 000 nascidos vivos no Sudeste a 199,7 casos/10 000 nascidos vivos no Norte, com média de 44,36 casos/10 000 nascidos vivos (razão de taxas [RT]: 4,29). O principal cluster se localizou na região Nordeste, no estado do Ceará, com 122,4 casos/10 000 nascidos vivos.

Em 2017, foram notificados 24 623 casos. Desses, 1 254 foram excluídos por falta de informação sobre realização de pré-natal, 20 159 compareceram às consultas e 3 210 não realizaram o pré-natal. Foi identificada média de 80,4 casos/10 000 nascidos vivos e 30 clusters estatisticamente significativos (RT: 3,45). Nesses clusters, a incidência variou de 113,4 casos/10 000 nascidos vivos no Sudeste a 462,9 casos/10 000 nascidos vivos no Nordeste. O principal cluster esteve na região Sudeste, no estado do Rio de Janeiro, com taxa de detecção de 253 casos/10 000 nascidos vivos.

Na série histórica de 2001 a 2017, houve 113 806 casos de SC em mães que haviam realizado o pré-natal. Nesse período, a média das taxas de detecção no país foi de 28,4 casos/10 000 nascidos vivos, variando de 10,2 casos/10 000 nascidos vivos em 2001 a 70,8 casos/10 000 nascidos vivos em 2017. Os coeficientes β de inclinação da reta, assim como o P-valor e os respectivos IC95%, estão apresentados na tabela 1, evidenciando que tanto na análise para o país quanto para as unidades federativas (com exceção de Amapá, Roraima e Espírito Santo, em que as tendências foram estacionárias) houve aumento na detecção de casos de SC, mesmo com realização de pré-natal.

TABELA 1. Tendência temporal da detecção de sífilis congênita em crianças cujas mães realizaram pré-natal, Brasil, 2001 a 2017.

Região/Unidade da federação	Coeficiente βa	P-valora,b	IC95% (limite inferior)	IC95% (limite superior)	Taxa de incremento anual (IC95%)	Durbin-Watson
Norte
Acre	0,099115	0,007	0,031831	0,166398	33,71 (14,84; 55,68)	0,898525
Amapá	-0,01435	0,22c	-0,03827	0,009567	-3,25 (-8,34; 2,13)	1,543174
Amazonas	0,079605	0,001	0,038665	0,120545	20,12 (9,50; 31,77)	0,668592
Pará	0,060651	<0,001	0,052247	0,069056	14,99 (12,82; 17,19)	2,607223
Rondônia	0,10369	<0,001	0,082291	0,125088	26,97 (20,97; 33,26)	1,299927
Roraima	0,02946	0,194c	-0,0166668	0,0755867	7,02 (-3,58; 18,78)	1,506704
Tocantins	0,05921	<0,001	0,045365	0,073054	14,61 (11,07; 18,25)	1,132192
Nordeste
Alagoas	0,085172	<0,001	0,051365	0,118979	21,67(12,71; 31,33)	1,363853
Bahia	0,072042	<0,001	0,049716	0,094368	18,04 (12,23; 24,16)	0,693129
Ceará	0,103343	<0,001	0,064858	0,141828	26,87 (16,29; 38,40)	0,533928
Maranhão	0,032378	0,013	0,008003	0,056753	7,74 (1,96; 13,84)	0,891900
Paraíba	0,043559	<0,001	0,025216	0,061902	10,55 (6,06; 15,23)	2,167424
Pernambuco	0,037414	0,008	0,011106	0,063723	9,00 (2,70; 15,68)	0,430598
Piauí	0,090027	0,008	0,027596	0,152458	23,03 (6,84; 41,69)	0,569394
Rio Grande do Norte	0,069106	<0,001	0,056895	0,081317	17,25 (14,06; 20,53)	2,005854
Sergipe	0,08032	<0,001	0,051403	0,109237	20,32 (12,70; 28,44)	1,500211
Sudeste
Espírito Santo	0,026972	0,155c	-0,01143	0,065369	6,41 (-2,44; 16,06)	0,313158
Minas Gerais	0,092649	<0,001	0,073349	0,111949	23,78 (18,49; 29,30)	1,271111
Rio de Janeiro	0,040514	0,007	0,012885	0,068144	9,78 (3,13; 16,85)	0,558400
São Paulo	0,045441	0,001	0,02266	0,068223	11,03 (5,46; 16,90)	0,384637
Sul
Paraná	0,074308	<0,001	0,047904	0,100713	18,66 (11,78; 25,96)	0,631964
Rio Grande do Sul	0,072717	<0,001	0,057777	0,087656	18,23 (14,30; 22,29)	0,690751
Santa Catarina	0,102014	<0,001	0,06553	0,138499	26,48 (16,48; 37,35)	0,818076
Centro-Oeste
Distrito Federal	0,026677	0,019	0,005059	0,048295	6,34 (1,26; 11,66)	0,738778
Goiás	0,040102	0,019	0,007713	0,072491	9,67 (1,93; 18,01)	0,386517
Mato Grosso	0,079469	<0,001	0,061943	0,096995	20,08 (15,41; 24,93)	1,551412
Mato Grosso do sul	0,066715	<0,001	0,055287	0,078144	16,60 (13,63; 19,66)	2,034159
Brasil	0,0524	<0,001	0,0360	0,0689	12,86 (8,34; 17,56)	0,386411

^aRegressão de Prais-Winsten.

^bSignificância em nível de 0,05.

^cTendência estacionária.

Considerando apenas os casos sem realização de pré-natal, foram notificados 28 155 casos, com taxa média de 242,3 casos/10 000 nascidos vivos para o Brasil no período de 2001 a 2017 – prevalência 8,53 vezes maior do que nos neonatos cujas mães compareceram ao pré-natal. As taxas para o Brasil variaram de 49,2 casos/10 000 nascidos vivos em 2001 a 565 casos/10 000 nascidos vivos em 2017, com tendência crescente, como mostra a tabela 2 (β = 0,0628; IC95%: 0,0545; 0,0712).

TABELA 2. Tendência temporal da detecção de sífilis congênita em crianças cujas mães não realizaram pré-natal, Brasil, 2001 a 2017.

Região/unidade da federação	Coeficiente βa	P-valora,b	IC95% (limite inferior)	IC95% (limite superior)	Taxa de incremento anual (IC95%)	Durbin-Watson
Norte
Acre	0,126174	0,009	0,036253	0,216094	33,71 (9,11; 63,86)	0,965170
Amapá	0,03567	0,049	0,000128	0,071212	8,56 (0,18; 17,64)	1,235408
Amazonas	0,108579	<0,001	0,063996	0,153161	28,40 (16,09; 42,02)	0,847256
Pará	0,05382	<0,001	0,031228	0,076412	13,19 (7,56; 19,13)	1,937844
Rondônia	0,126275	<0,001	0,073014	0,179535	33,74 (18,57; 50,86)	2,167083
Roraima	0,07996	0,006	0,026026	0,133894	20,22 (6,41; 35,81)	1,771438
Tocantins	0,049039	0,045	0,001161	0,096918	11,95 (0,47; 24,75)	1,063777
Nordeste
Alagoas	0,093934	<0,001	0,061323	0,126544	24,15 (15,32; 33,65)	1,625863
Bahia	0,075209	<0,001	0,062461	0,087956	18,91 (15,53; 22,38)	1,413270
Ceará	0,102561	0,016	0,021844	0,183277	26,64 (5,51; 51, 99)	0,424786
Maranhão	0,048753	0,002	0,020861	0,076645	11,88 (5,04; 19,16)	1,279436
Paraíba	0,060861	0,007	0,019435	0,102287	15,04 (4,76; 26,34)	1,802790
Pernambuco	0,063745	<0,001	0,047678	0,079812	15,81 (11,68; 20,09)	1,633649
Piauí	0,095929	0,004	0,035704	0,156153	24,72 (8,84; 42,91)	1,774684
Rio Grande do Norte	0,068895	0,007	0,021808	0,115982	17,19 (5,36; 30,36)	0,669338
Sergipe	0,142099	<0,001	0,092954	0,191243	38,71 (24,12; 55,01)	2,082881
Sudeste
Espírito Santo	0,031728	0,014	0,007344	0,056112	7,58 (1,81; 13,68)	1,525570
Minas Gerais	0,103321	<0,001	0,092976	0,113666	26,86 (23,93; 29,86)	2,792097
Rio de Janeiro	0,042215	<0,001	0,022984	0,061446	10,21 (5,52; 15,11)	1,036983
São Paulo	0,066633	<0,001	0,053174	0,080092	16,58 (13,09; 20,19)	0,949565
Sul
Paraná	0,079773	<0,001	0,059521	0,100025	20,16 (14,79; 25,79)	1,290465
Rio Grande do Sul	0,087783	<0,001	0,06963	0,105937	22,40 (17,48; 27,53)	1,033413
Santa Catarina	0,118755	<0,001	0,092821	0,144689	31,45 (23,96; 39,39)	2,031032
Centro-Oeste
Distrito Federal	0,011309	0,248c	-0,00874	0,031361	2,64 (-1,91; 7,40)	1,275497
Goiás	0,03329	0,006	0,011282	0,055298	7,97 (2,73; 13,48)	2,046533
Mato Grosso	0,109587	<0,001	0,063063	0,156112	28,70 (15,85; 42,98)	1,238381
Mato Grosso do Sul	0,098393	0,001	0,048757	0,148028	25,43 (12,11; 40,32)	2,054406
Brasil	0,0628	<0,001	0,0545	0,0712	15,58 (13,40; 17,80)	1,062438

^aRegressão de Prais-Winsten.

^bSignificância em nível de 0,05.

^cTendência estacionária.

As figuras 2 e 3 são gráficos de tendência que identificam, também, as maiores taxas para o país. Destaca-se que, no ano de 2017, a região com maior média de casos (996,6/10 000 nascidos vivos) foi o Sudeste, seguida pela região Sul (871/10 000 nascidos vivos). No entanto, considerando isoladamente cada unidade da federação, o estado do Amapá teve a maior incidência, com 1 253,5 casos/10 000 nascidos vivos.

FIGURA 2. Tendência das taxas de detecção de sífilis congênita por 10 000 nascidos vivos em neonatos de mães com pré-natal, Brasil, 2001 a 2017.

FIGURA 3. Tendência das taxas de detecção de sífilis congênita por 10 000 nascidos vivos em neonatos de mães sem pré-natal, Brasil, 2001 a 2017.

As tabelas 1 e 2 também mostram as TIAs, que evidenciam a média de aumento no número de casos nos anos em estudo. No país, não houve diferença significativa entre crianças cujas mães fizeram acompanhamento pré-natal e crianças cujas mães não fizeram esse controle (TIAs de 12,86 casos/10 000 nascidos vivos e 15,58 casos/10 000 nascidos vivos, respectivamente). A TIA em neonatos cujas mães realizaram o pré-natal variou de 6,34/10 000 nascidos vivos no Distrito Federal a 33,71/10 000 nascidos vivos no Acre. Por sua vez, naqueles cujas mães não realizaram o pré-natal, a TIA variou de 7,58/10 000 nascidos vivos no Espírito Santo a 38,71/10 000 nascidos vivos em Sergipe.

DISCUSSÃO

Diferentemente da SC, cujo diagnóstico é difícil, a sífilis adquirida em adultos (14) é de fácil diagnóstico e tratamento. Esse fato deveria simplificar a profilaxia da forma congênita, a partir de uma assistência pré-natal adequada. No Brasil, a qualidade da assistência pré-natal pode ser mensurada através de parâmetros estabelecidos pelo Ministério da Saúde no Programa de Humanização no Pré-natal e Nascimento (PHPN), cujo intuito é melhorar os serviços e, consequentemente, diminuir a morbimortalidade materna e do concepto (15). Como mostra a literatura, a qualidade da assistência pré-natal no país é variável e guarda relação com características socioeconômicas e demográficas (16, 17).

Quando realizado o pré-natal, o presente estudo evidenciou tendências crescentes nas taxas de detecção em quase todas as unidades da federação (com exceção de Amapá, Roraima e Espírito Santo). Isso contraria as tendências decrescentes observadas no cenário mundial; no entanto, o padrão crescente encontrado no Brasil segue o observado para toda a Região das Américas (18). Isso provavelmente reflete a desordem socioeconômica de grande parte dos países nessa Região, traduzida em dois dos mais importantes determinantes sociais da saúde: a falta de recursos e a desigualdade em sua distribuição. Esses determinantes associam-se, em geral, a comportamentos sexuais de risco, à falta de assistência médica e, como consequência, ao aumento das taxas de infecções sexualmente transmissíveis, entre elas, a sífilis (17).

Além disso, foram identificados clusters em todo o país, nos quais o risco saltou de 41,3 casos/10 000 nascidos vivos em 2001 para 188,1 casos/10 000 nascidos vivos em 2017. Apesar da elevação do número de clusters e do risco associado, houve redução na razão entre as taxas dentro dos aglomerados e do restante do país (9,04 para 3,45). Isso indica que existem, ao mesmo tempo, grandes deficiências na abordagem da doença em localidades específicas e um aumento global da doença no país. A elevada incidência no período analisado está muito além da meta estipulada pela Organização Mundial da Saúde (OMS) e pela Organização Pan-Americana da Saúde (OPAS), de no máximo 5 casos/10 000 nascidos vivos, o que reforça extensão do problema no Brasil (19).

Sugere-se que o aumento dos casos de SC no Brasil se deve ao cenário da sífilis adquirida na população brasileira em geral, uma vez que esses números têm se mostrado crescentes: a taxa de detecção por 100 000 habitantes no país saltou de 2,0 para 58,1 no período de 2010 a 2017. Como consequência, no mesmo período, a taxa de detecção de casos de sífilis em gestantes aumentou de 3,5 para 17,2/1 000 nascidos vivos. Em ambos os aspectos, houve maiores aumentos no Sul e no Sudeste, as mesmas regiões com as maiores taxas do país em 2017, conforme os resultados do presente estudo (8).

Contribuiu para esse aumento na incidência dos casos o desabastecimento de penicilina G benzatina sofrido no Brasil e no resto mundo, sobretudo de 2014 a 2016, devido a questões relacionadas à indústria farmacêutica (20). Esse é o principal medicamento utilizado para tratamento de pacientes infectados, além de ser capaz de prevenir a transmissão vertical em cerca de 98% dos casos quando o tratamento é realizado em gestantes (21). Além disso, vale mencionar que o país também sofreu com desabastecimento de penicilina cristalina, outro medicamento utilizado para tratamento de SC (22).

O presente estudo também destacou a região Nordeste quanto à presença de clusters de alto risco, visto que, tanto em 2001 quanto em 2017, aglomerados com as maiores taxas de detecção foram identificados nessa região, assim como o principal aglomerado de 2009. Isso mostra que, apesar da cobertura acima da média nacional (15), a efetividade da assistência pré-natal na região tem severas deficiências nos parâmetros de acesso, início do acompanhamento, número de consultas, realização de exames e orientações acerca da maternidade (23). As mesmas dificuldades são evidentes no Norte, que chegou a apresentar, em 2009, cluster com risco relativo de 10,9 em comparação com o restante do país no mesmo ano. A região Norte, que apresenta os piores indicadores de assistência pré-natal no país, enfrenta ainda o agravante da menor cobertura da assistência no Brasil, que tem como causa principalmente as barreiras de acesso (24).

A maior média de aumento na incidência anual de SC foi identificada em Sergipe, e a maior taxa para o ano de 2017 foi identificada no Amapá; além disso, todos os estados do Nordeste evidenciaram tendências crescentes, independentemente da realização de pré-natal. O mesmo foi observado na maior parte da região Norte. Esses achados podem ter origem, como mostram outros estudos realizados nessas regiões, na ausência de tratamento para sífilis durante a gravidez ou na realização de tratamento inadequado. Ademais, mesmo que o tratamento seja feito e que outros parâmetros do pré-natal estejam adequados, o não tratamento do parceiro é fator de grande impacto na manutenção da SC. Finalmente, os determinantes sociais da saúde possuem grande peso na gênese e no estabelecimento da SC, tendo em vista que as mães são, em sua maioria, jovens não brancas, de baixa escolaridade e, consequentemente, com baixo nível de acesso a informações (25-27).

Os estados do Sul também apresentaram tendências crescentes durante os anos de 2001 a 2017, tanto para gestantes que realizaram pré-natal quanto para as que não realizaram esse controle. Nessa região, a TIA chegou a 31,45 casos/10 000 nascidos vivos em Santa Catarina; no Rio Grande do Sul, em 2017, a incidência alcançou 923,9 casos/10 000 nascidos vivos. Esses achados corroboram os dados apresentados por outros estudos na região Sul, que evidenciaram tendências crescentes de sífilis durante a gestação nos últimos anos (28-31). Vale ressaltar, mais uma vez, que o crescimento da incidência de SC na região ocorreu apesar do comparecimento da maioria das mães ao pré-natal e do diagnóstico precoce dos casos (32). Assim como o presente trabalho, outro estudo sobre a incidência de SC no Sul, no período de 2001 a 2009, também mostrou o Rio Grande do Sul como o estado com o maior número de casos da infecção (32). Esse cenário se deve à melhoria nas notificações dos casos, utilização de testes rápidos, melhoria no sistema de vigilância epidemiológica, qualificação dos profissionais de saúde e melhoria no acesso dos pacientes ao sistema básico de saúde, graças à ampliação de equipes com a implantação de programas como a Estratégia Saúde da Família (30).

O Sudeste apresentou a maior taxa de detecção de SC de 2001 a 2017, além de apresentar tendências crescentes da detecção. Apesar da elevada cobertura do acompanhamento pré-natal nessa região (97,4%), com valores acima da média nacional, os exames para sífilis foram aplicados em apenas 63,7% das gestantes que realizaram o pré-natal. Isso confirma falhas no atendimento, resultando nas tendências encontradas. Nesse contexto, destaca-se o estado do Rio de Janeiro, que apresentou a maior taxa de SC do Sudeste em 2017. Nesse estado, a cobertura de pré-natal (94,9%) está abaixo da média nacional e foi considerada inadequada conforme o índice PHPN em 61,5% dos atendimentos, valor considerado elevado (33, 34). A demora no resultado dos exames e, assim como em outras regiões, o não tratamento de parceiros, representam dificuldades adicionais (35).

Já no Espírito Santo, a assistência pré-natal teve cobertura de 100% (36); no entanto, apenas 62% das gestantes realizaram mais de seis consultas em 2017. Esse estado ocupa o segundo lugar do Brasil quanto à proporção de mulheres sem prescrição de tratamento para sífilis (8,1%) e o quinto lugar quanto à prevalência de SC, corroborando as tendências e taxas encontradas por este estudo para a região e para o estado (8).

Embora evidencie informações relevantes sobre a situação da SC no país, o presente estudo apresenta limitações: foram utilizados dados secundários, sujeitos a possíveis vieses relacionados à coleta e notificação. Também, sendo este artigo um estudo ecológico, não se pode afirmar uma relação direta de causalidade entre as tendências encontradas e a não realização do pré-natal. Na análise para os estados, desconsideravam-se os casos individualmente e suas particularidades, evidenciando a impossibilidade de controlar os fatores de confusão (37). Por fim, para maior confiabilidade, é importante que a análise de clusters seja feita sobre uma população homogênea, motivo pelo qual os autores escolheram não distinguir os casos com relação à realização ou não de pré-natal, o que impossibilitou a comparação entre ambos os grupos.

Em conclusão, este estudo identificou aglomerados de alto risco para SC no Brasil nos anos de 2001 (18 clusters), 2009 (17 clusters) e 2017 (30 clusters), além de tendências de crescimento na infecção por SC em todo o país, com níveis bastante maiores em crianças cujas mães não realizaram o pré-natal. Não foram identificadas tendências decrescentes, ao contrário do padrão observado mundialmente, sendo que as taxas de detecção calculadas são altas quando comparadas às taxas mundiais. Portanto, são necessárias políticas públicas que visem a conter as tendências de aumento. A análise de clusters realizada neste trabalho poderia, dessa forma, direcionar a alocação de recursos e esforços, favorecendo, assim, a efetividade das ações.

Declaração.

As opiniões expressas no manuscrito são de responsabilidade exclusiva dos autores e não refletem necessariamente a opinião ou política da RPSP/PAJPH ou da Organização Pan-Americana da Saúde (OPAS).