1. O estudo analisa os desafios no estudo da mortalidade materna no Brasil, incluindo questões de gênero, raça e acesso aos serviços de saúde. 2. Os resultados encontram maiores taxas de mortalidade materna entre mulheres negras, especialmente as pretas, com maiores riscos relativos variando de 2,3 a 8,2 vezes em comparação com mulheres brancas. 3. Conclui-se que raça está relacionada a fatores socioeconômicos e culturais que afetam o acesso

1. Diferenciais raciais nos perfis e indicadores de mortalidade
materna para o Brasil∗
Alaerte Leandro Martins♣
Palavras-chave: mortalidade materna; mulheres negras
Resumo
O estudo da mortalidade materna tem desafios que superam análises individuais de
cada caso e remetem a uma dimensão maior que é a população, suas questões de vida,
saúde e doença, numa sociedade onde a igualdade de gênero, raça/etnia e direitos
reprodutivos ainda não são consenso. OBJETIVO: avaliar a mortalidade materna das
mulheres negras no Brasil. METODOLOGIA: é um estudo observacional de óbitos
maternos ocorridos (1) nas capitais brasileiras no primeiro semestre de 2002, (2) no
município de São Paulo, entre 1999-2001; (3) em Alagoinhas, Feira de Santana e
Salvador - Bahia, entre os anos de 2000-2002 e (4) no Estado do Paraná entre 20002002. RESULTADOS: apesar das dificuldades identificadas no estudo como a subnotificação de óbitos maternos e de raça e elevado número de nascidos vivos de raça
ignorada, encontrou-se diferencial na mortalidade materna das mulheres negras,
especialmente as pretas que apresentaram o maior percentual de correção dos óbitos
maternos, 44,4%; solteiras, 61,19%; óbitos tardios, 64,7% e os maiores coeficientes de
mortalidade materna: 562,35/100 mil nascidos vivos em São Paulo, 407,05 no Paraná
e 197,77 na Bahia. Para as Capitais as pretas ficaram com 227,60, brancas, 48,73,
negras 72,61 e as pardas 65,07/100 mil nascidos vivos, com risco relativo para as
pretas variando de 2,3 a 8,2. CONCLUSÕES: os dados confirmam os diferenciais
raciais na mortalidade materna no Brasil. É preciso o treinamento e sensibilização dos
profissionais de saúde sobre a importância da atenção, registro e análise dos dados
pessoais e sobre raça/cor/etnia. Raça está relacionada a fatores sócio-econômicos e
culturais e principalmente de acesso e qualidade dos serviços de saúde, que elevam o
risco de morte materna para mulheres negras.
∗
“Trabalho apresentado no XIV Encontro Nacional de Estudos Populacionais, ABEP, realizado em Caxambú –
MG – Brasil, de 20 – 24 de setembro de 2004”; Pesquisa do Componente Saúde do Programa de Combate ao
Racismo Institucional no Brasil, do Departamento de Desenvolvimento Internacional do Governo do Reino
Unido (DFID/UK), subprojeto: "Situação de Saúde da População Negra Brasileira e Recomendações para
Políticas, Ações e Programas".
♣
Enfermeira da Secretaria de Saúde do Estado do Paraná - SESA/ISEP, Profª Adjunta da Faculdade Evangélica
do Paraná - FEPAR. Membro e ex-Presidente do Comitê Estadual de Prevenção da Mortalidade Materna do
Paraná. alaerteleandro@terra.com.br
2

2. Diferenciais raciais nos perfis e indicadores de mortalidade
materna para o Brasil∗
Alaerte Leandro Martins♣
1 introdução
O estudo da mortalidade materna tem desafios, na atualidade, que superam análises
individuais de cada caso e remetem a uma dimensão maior que é a população, suas questões
de vida, saúde e doença, numa sociedade onde a igualdade de gênero e direitos reprodutivos
ainda não são consenso.
Tema essencial da saúde reprodutiva, esse desafio está em correlacioná-la com as
questões econômicas e sociais e a influência no desenvolvimento do todo que é a humanidade,
onde explicitamente ou não as políticas populacionais colocam se frente a frente com
realidades diversas; fome e miséria no terceiro mundo, clonagem de seres humanos e novas
tecnologias reprodutivas conceptivas e contraceptivas, para servir a alguns poucos.
Considerando a abrangência das questões econômicas e sociais e sua influência na
mortalidade materna, é consenso que a maioria das mulheres que falecem tem menor renda e
escolaridade. Por exemplo, no estudo feito pelo Comitê Estadual de Morte Materna do Paraná
“observou-se que os óbitos ocorrem em mulheres com renda de 1 a 4 salários mínimos
(52,5% dos casos) e entre aquelas que tinham de 1 a 4 anos de estudo (86,78% dos casos)”
(CEPMM-PR, 1992).
Juntamente com as questões sócio-econômicas e demográficas emerge a questão
racial, com uma análise difícil de ser realizada decorrente da conceituação e classificação de
raça/etnia, onde várias tendências se colocam: por cor, por ascendência, por estrato social e há
até quem acredite que não deva existir classificação, mas certamente com quaisquer que
sejam, os dados parecem evidenciar que as minorias étnicas vivem em piores condições sócioeconômicas.
vivemos e realizamos um trabalho epidemiológico encurralados em um
mundo findado na iniquidade e na agressão, na lei implacável dos poderosos
observamos, além disso, com calafrios, o avanço avassalador de uma
‘narcoburguesia’ que domina os espaços por meio da violência ... o
ressurgimento de velhas teses científicas racistas a respeito da iniquidade ...
que já não são apenas patrimônio de seitas ultra nacionalistas. Desdobram-se
em recentes obras científicas ... em que a explicação da desigualdade reduzse, sob modelos matemáticos formais, à presença de condições genéticas
∗
“Trabalho apresentado no XIV Encontro Nacional de Estudos Populacionais, ABEP, realizado em Caxambú –
MG – Brasil, de 20 – 24 de setembro de 2004”; Pesquisa do Componente Saúde do Programa de Combate ao
Racismo Institucional no Brasil, do Departamento de Desenvolvimento Internacional do Governo do Reino
Unido (DFID/UK), subprojeto: "Situação de Saúde da População Negra Brasileira e Recomendações para
Políticas, Ações e Programas".
♣
Enfermeira da Secretaria de Saúde do Estado do Paraná - SESA/ISEP, Profª Adjunta da Faculdade Evangélica
do Paraná - FEPAR. Membro e ex-Presidente do Comitê Estadual de Prevenção da Mortalidade Materna do
Paraná. alaerteleandro@terra.com.br
3

3. supostamente estáveis e pouco modificadas pelos processos do contexto.
Esse material genético explicaria per se a desigualdade entre um segmento
da sociedade branca opulenta, inteligente e empreendedora, e esse outro
segmento de grupos de hispânicos e negros, radicados no fundo da
sociedade, substancialmente menos inteligentes, drogados e delinquentes
(BREILH, 1997, p. ).
Atrash et al (1995) afirmam que ser membro de uma minoria étnica em si mesmo não
explica a razão desta disparidade porém, é importante ter esta informação quando se faz
prevenção, é o que mostra o quadro I, evidenciando o maior risco para as minorias.
QUADRO 01- COMPARAÇÃO DO RISCO RELATIVO DE MORTE MATERNA EM MINORIAS
ÉTNICAS ENTRE VÁRIOS TRABALHOS. CIRCA 1993.
Autor, ano do
País
Minoria
Número de
Risco relativo
artigo
nascimentos (em
(95% limite de
milhares)
confiança)
Kochanek, 1994 Estados
Negras
684
4,3
Unidos
Hatton, 1994
França
“não francesas”
976
2,2 (1,9-2,6)
Wittman, 1988
Canadá
Índias americanas
Não disponível
“em excesso”
CEMD, 1993
Austrália
Aborígines
Não disponível
10,0
CEMD, 1990
Reino Unido Asiáticas, afroNão disponível
“em excesso”
caribenhas
Bennebroeck,
Holanda
“não-holandesas”
126
2,6 (1,8-3,9)
1994
Leiberman, 1993 Israel
Beduínas
47
2,1 (0,7-6,3)
Welsch, 1994
Bavária
Não-germânicas
95
3,7 (2,5-5,4)
Fonte: ATRASH et al (1995)
Este número vem sendo confirmado pelo Center for Disease Control and Prevention
(CDC), que publicou em 1995 diminuição dos coeficientes de 319,8/100 mil nascidos vivos
(n.v.), para 5,7 entre as mulheres brancas e 781,7 por 100 mil n.v., para 18,6 entre as mulheres
negras, no período de 1940 a 1990; uma razão 2 a 4 vezes maior para mulheres negras,
referindo a elevada taxa das mulheres negras devido ao grande número de gravidez com
morbidade, dificuldade de acesso e uso dos serviços de saúde e qualidade da assistência
prestada, ou cuidados recebidos.
Atrash et al (1990), em estudo sobre a mortalidade materna nos EUA de 79 a 86
reforçam que “... as taxas de mortalidade materna aumentaram com a idade e são mais altas
para as mulheres negras e de outras minorias raciais que para as brancas, para todos os grupos
de idade ... sendo que entre os anos 74 a 78, foi 3-4 vezes maior e de 79 a 86, ligeiramente
mais baixo, igual ou ao redor de 3 vezes. O decréscimo foi de 7,1 em 1979, para 5,1 por
100.000 n.v., em 1986 para as mulheres brancas e de 27,2 em 79, para 16,6 por 100.000 n.v.,
em 1986 para as mulheres negras e outras raças; taxa de risco que variou de 2,5 a 3,8.”
Já para o período de 1987 a 1990, aumentou de 7,2 em 1987, para 10,0/100 mil n.v.,
em 1990. Este aumento ocorreu em mulheres de todas as raças, seja pela idade materna,
número de filhos, falta de pré-natal e mulheres solteiras; certos grupos de mulheres continuam
tendo o maior risco para a mortalidade materna. As mulheres negras e as de idade mais
avançada que tinham o maior risco há 50 anos atrás continuam com o maior risco hoje. “Para
as mulheres negras era, em 87, 3,4 vezes maior o risco de óbitos maternos e em 90 foi para
4,1 vezes maior. Para as mulheres de outros grupos raciais, o risco é aproximadamente 60% a
mais que para as mulheres brancas” (BERG et al, 1996).
4

4. No Brasil, cita o CEPMM-PR (1997) “... dos 106 casos em que foi registrada essa
informação, 29% eram da raça negra, 67% branca e 3,8% da raça amarela”, e sofreu pequena
alteração no triênio 94-96: “dos óbitos em que se obteve o dado sobre raça, 78,3% eram
mulheres de raça branca seguida da negra (preta e parda), com 20,8% (67 óbitos) e 0,9% da
raça amarela ... ressaltar que este dado ainda possui 33% de não preenchimento, dificultando
análises mais profundas, e o cruzamento com as demais variáveis.”
O primeiro trabalho nacional conhecido com a indicação de raça e óbitos maternos,
ocorridos em 1997 no Rio Grande do Norte, Mato Grosso e Pará, de Tanaka & Mitsuiki
(1999), cita que prevaleceu a cor branca com 28,5% dos óbitos. “Porém, ao se considerar as
cores parda, morena e morena clara como sendo uma só, estas somarão 51,5% dos óbitos. Não
houve nenhum óbito que a falecida fosse considerada de cor preta.”
Relativamente o oposto do Paraná, haja vista a própria distribuição demográfica de
raças no Brasil, sendo os estados do sul conhecidos pela colonização principalmente européia,
observamos adiante que as autoras citam a situação no Estado do Pará, “excluindo-se aquelas
sem esta informação, todas foram consideradas pardas (morena e morena clara – 62,5%).”
Martins (2000) refere que no Estado do Paraná, no período de 1993 a 1998, ocorreram
956 casos de óbitos de mulheres de 10 a 49 anos por causa materna numa média anual de 160
óbitos. A maioria dos óbitos ocorreu entre as mulheres da raça branca (53,4%). A raça negra
totalizou 17,9% onde inclui-se as pardas e as pretas e, a raça amarela 1,4%. Infelizmente, o
número de casos ignorado foi muito elevado (27,4%), impedindo uma melhor análise,
entretanto, utilizando o Censo IBGE (1991), ao comparar a distribuição da população
feminina e o número de mortes maternas por raça, para 1993, observou-se que o risco relativo
de morte destas mulheres foi 7,4 vezes maiores nas pretas e 5 vezes maiores entre as amarelas
quando comparadas com as brancas.
Dos óbitos maternos identificados por raça 17,9% ocorreram entre as mulheres negras
e estas correspondiam a 21,8% do total de mulheres do Paraná, em 1991. Dentre a população
de mulheres negras apenas 2,2% delas eram pretas porém, 8,2% dos óbitos maternos foram
destas. As mulheres de raça amarela apresentaram melhores características sócio-econômicademográficas do que as brancas e as pretas as piores porém, o risco de morte de ambas foi
muito elevado, sugerindo que deve existir relação entre raça, doença, condições de vida e
mortalidade materna necessitando com isto maior aprofundamento no tema.
Com a finalidade de fazer uma abordagem da questão de raça e mortalidade materna e
a pedido do Componente Saúde do Programa de Combate ao Racismo Institucional no
Brasil, do Departamento de Desenvolvimento Internacional do Governo do Reino Unido
(DFID/UK), no subprojeto: "Situação de Saúde da População Negra Brasileira e
Recomendações para Políticas, Ações e Programas", na seção diferenciais raciais nos perfis
e indicadores de mortalidade materna para o Brasil é que o presente estudo foi realizado.
2 Objetivos
Geral: Avaliar a mortalidade materna das mulheres negras no Brasil.
Específicos:
•
•
Identificar diferenciais raciais nos perfis, indicadores e razão de mortalidade materna
entre mulheres de 10 a 49 anos no Brasil;
Comparar os resultados obtidos de 3 (três) Comitês de Mortalidade Materna;
5

5. •
Identificar os fatores que contribuem para o aumento ou diminuição da
vulnerabilidade de mulheres negras e não negras à morte durante a gravidez, no
momento do parto ou no puerpério.
3 Material e Métodos
3.1 Desenho do estudo:
Considerando a exigüidade de tempo o estudo foi desenhado a partir de informações já
existentes de 3 (três) Comitês de Estudos de Morte Materna e uma investigação sobre morte
de mulheres de 10 a 49 anos das capitais brasileiras. O resultado é um estudo observacional
cujas fontes de óbitos maternos são:
1- ocorridos nas capitais brasileiras em meses do primeiro semestre de 2002, dos dados
coletados no "Estudo da mortalidade de mulheres de 10 a 49 anos no Brasil", Laurenti et al
(2002), totalizando 115 casos, cuja identificação de raça/cor é a das próprias Declarações de
Óbito – DO. As capitais de Natal e Porto Velho não participaram do estudo. Esta base foi
denominada CAPITAIS;
2- ocorridos no município de São Paulo, nos anos de 1999 a 2001, base de dados do Comitê
Municipal de Prevenção da Mortalidade Materna, totalizando 390 óbitos, pois o Comitê
investiga raça desde 1993. Os dados oriundos desta base foram denominados de base SÃO
PAULO;
3- ocorridos nas cidades de Alagoinhas, Feira de Santana e Salvador, do Estado da Bahia,
entre 2000 a 2002, totalizando 84 óbitos, investigação de raça/cor realizada pelos respectivos
Comitês e Secretaria Municipal de Saúde. Base denominada BAHIA;
4- ocorridos no Estado do Paraná entre 2000 a 2002, totalizando 360 casos; banco de dados
do Comitê Estadual de Prevenção da Mortalidade Materna, pois este também investiga raça
desde 1993. Base denominada de PARANÁ.
3.2 Bases de dados:
As bases de dados para o estudo foram obtidas durante os meses de novembro e
dezembro de 2003 e janeiro de 2004, conforme a especificidade de cada local. No estudo 01CAPITAIS, a coleta foi através de cópias dos impressos: DO e questionário 1. No estudo 02–
SÃO PAULO a coleta foi em meio magnético, programa Database. No estudo 03– BAHIA,
foram coletados dados das Secretarias Municipais de Saúde e respectivos Comitês de
Mortalidade Materna e no estudo 04– PARANÁ, em meio magnético no programa Access.
Como as fontes de dados são diferentes e para facilitar a avaliação e comparação dos
mesmos, todos os dados foram coletados seguindo os roteiros, questionário 2, para os estudos
CAPITAIS e SÃO PAULO, dados das DO e causa básica corrigida, questionário 3, para
BAHIA e PARANÁ, com dados investigados de raça além de outras variáveis.
3.3 Variáveis estudadas:
Dada a especificidade do estudo foram selecionadas cinco variáveis básicas:
RAÇA: A classificação de raça é a identificação da cor: amarela, branca, parda, preta e
indígena, a mesma adotada pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE). Em
todos os quadros e tabelas a informação de mulheres negras é definida como a somatória da
parda e preta.
6

6. RENDA: Com a dificuldade hoje existente de trabalhar classe e condição social nos
estudos epidemiológicos e ciente de que óbitos maternos ocorrem em mulheres de baixa
renda, assalariadas ou não, categorizou-se renda em: menor de um salário mínimo, um, um a
dois e acima de três salários mínimos.
ESCOLARIDADE: Foi agrupada em nenhuma para analfabetas ou sem escolaridade,
1 a 3 anos de estudo, 4 a 7 anos, 8 a 11 anos e acima de 12 anos de estudo, como nas DO.
IDADE: A idade foi agrupada em menor de 20 anos, 20 a 29, 30 a 34, 35 a 39 e acima
de 39 anos.
CAUSA BÁSICA: Na tentativa de responder, em parte, sobre morbidade materna,
incluímos causa básica corrigida do óbito como uma das variáveis a serem analisadas, no
formato padrão: todas as diretas, as indiretas e as tardias. Tendo em vista literatura referir
maiores condições geneticamente determinadas para mulheres negras para desenvolver
hipertensão arterial, diabetes mellitus e anemia falciforme que outras raças e sendo estas
patologias possíveis causas de morte materna, foram consideradas também.
DEMAIS VARIÁVEIS: Para contribuir na análise foram utilizadas ainda neste estudo
as seguintes variáveis: ocupação, número de gestações, número de consultas de pré-natal, tipo
de parto, condições do recém nascido, tipo de óbito (se declarado ou não declarado), entre
outras, dependendo de cada base de dados.
3.4 Organização e tratamento dos dados:
Os resultados dos quatro diferentes estudos foram analisados separadamente conforme
cada especificidade: manualmente e no programa Epi-Info e Access; após todas as bases
foram unificadas no programa Access e calculadas freqüências simples, razão de mortalidade
materna e risco relativo.
Utilizou-se o termo Razão de Mortalidade Materna – RMM e não taxa ou coeficiente,
uma vez que relaciona as mortes maternas ao número de nascidos vivos e não ao número de
gestantes, o qual não é possível obter.
Com o objetivo de evitar a subenumeração dos óbitos maternos foram selecionadas as
quatro bases de dados referidas no desenho do estudo acreditando que devem conter todos os
óbitos maternos no período e região estudada, entretanto, há subinformação dos óbitos por
raça principalmente nas bases das Capitais e Bahia, onde a identificação da raça/cor é a
própria das DO. Para a organização da base Bahia, a equipe local revisou um a um os óbitos
com os Comitês e Secretarias locais e um percentual foi investigado.
Para o cálculo da RMM utilizou-se como denominador os nascidos vivos do Sistema
de Informações de Nascidos Vivos (SINASC), com a variável raça/cor obtidos, para a base
Capitais, dos Serviços de Informação e/ou Vigilância Epidemiológica das Secretarias
Municipais de Saúde (exceto Belo Horizonte e Macapá) e do Ministério da Saúde. Foi
calculada RMM com as duas fontes de nascidos vivos, sendo identificada no texto como
NV/SMS e NV/MS.
Os nascidos vivos de São Paulo e Bahia estão disponíveis nas respectivas páginas
eletrônicas, das Secretarias Municipal e Estadual, TABNET. Para a base Paraná os dados são
do Centro de Informações e Diagnóstico em Saúde (CIDS), da Secretaria Estadual de Saúde;
para esta base calculamos a RMM também corrigindo o número de nascidos vivos utilizando
o percentual de mulheres em idade fértil do Censo IBGE 2000.
Para o cálculo do risco relativo utilizou-se a metodologia de ATRASH et al (1995) que
é dada pela razão do produto cruzado entre óbito e o número de mulheres da raça branca por
óbito e número de mulheres de cada raça, ou a razão entre a minoria da população dividida
7

7. pela maioria da população local. Exceto para a base Bahia, estado no qual os nascidos vivos
negros totalizam 69,17%, foi definida raça branca como denominador considerando-se que
são 53,84% da população de mulheres em idade fértil no Brasil, segundo Censo IBGE 2000.
3.5 Aspectos éticos:
Foi dada entrada nos Comitês de Ética em Pesquisa, do Estado da Bahia, Paraná e
cidade de São Paulo, para aprovação dos protocolos de pesquisa, conforme Resolução 196/96,
do Conselho Nacional de Saúde. Todos são bases de dados já existentes e não foi trabalhado
com identificação individual.
3.6 Recursos:
Pesquisa implementada numa parceria do Departamento de Desenvolvimento
Internacional do Governo do Reino Unido (DFID/UK), Ministério da Saúde/Fundação
Nacional de Saúde (MS/FUNASA), Banco Mundial e Organização Panamericana de Saúde
(OPAS). Para o desenvolvimento da pesquisa, além da coordenação, contamos com serviços
de equipe no Paraná e na Bahia, totalizando nove pessoas.
4 Apresentação e análise dos resultados
4.1 Óbitos maternos e raça
Segundo Laurenti (1998), “... faltam dados e uma assistência digna ... difícil será
combater alguma coisa sem o diagnóstico exato da situação. No caso da mortalidade materna
no Brasil, sabe-se que é alta. Mas quanto, exatamente? Está realmente declinando, como
querem alguns? Sem informações corretas, os dados podem ser utilizados politicamente da
maneira que melhor satisfaça ao interessado: está diminuindo, está aumentando, ou
permanece estável!”
Vários estudos recentes estimam a mortalidade materna no Brasil, dentre eles Tanaka
& Mitsuiki (1999), Victora (2001), Laurenti et al (2002) e Volochko (2003). Tanaka &
Mitsuiki (1999), encontraram Fator de Correção 2, ou seja, para cada óbito materno somar um
não declarado. Victora (2001) após a revisão de literatura brasileira de métodos de cálculos de
coeficientes, realizou estimativa para o período de 1995-97, chegando a uma RMM de
147/100 mil n.v. e conclui que ”... juntando todas as fontes mais confiáveis, os níveis da
RMM no Brasil parecem haver estado ao redor de 150-200 na década de 1990”. Volochko
(2003) encontrou coeficiente de mortalidade materna para o país de 66,08/100 mil n.v. em
1980 a 64,85 em 1998.
“Estudo patrocinado pelo Ministério da Saúde, com interveniência da Organização
Panamericana de Saúde, e levado a efeito pela Faculdade de Saúde Pública da USP,” Laurenti
et al (2002), estimou o Fator de Correção de 1,67 para a mortalidade materna para o país, com
um aumento em 67% do número de óbitos.
Todos estes estudos vem resultando em ações desenvolvidas pelo Estado, sendo a
proposta mais recente, lançada em 08 de março de 2004, o “Pacto Nacional pela Redução da
Mortalidade Materna e Neonatal”, envolvendo: Ministério da Saúde, gestores(as), instituições
e profissionais de saúde, organizações de classe da área de saúde e organizações feministas e
de saúde, cita Oliveira (2004).
O desafio agora é a estimativa por raça. Além dos citados na introdução, são raros os
estudos que fazem referência à mortalidade materna e raça/cor no Brasil, por outro lado vários
8

8. estudos na década de 90 e mais recentemente, como Heringer (2002) e Sant’Anna (2003),
apontam a precariedade das condições de vida e saúde da população negra brasileira e em
especial das mulheres negras.
Enfocando inicialmente a situação de saúde da população negra principalmente por
condições geneticamente determinadas, os estudos discutem hoje questões como equidade na
assistência e o acesso e, porque não dizer, a própria discriminação existente nos serviços de
saúde, como citado por Perpétuo:
... a existência de discriminação racial no acesso às ações estaria associado
de forma independente à cor da pele ou seria reflexo de sua pobreza, ...
assim com uma análise multivariada com modelo de regressão logística,
concluíndo que essa influência (da variável cor), apenas desaparece quando
controlada pela classe social que, como visto, é um indicador do poder
aquisitivo. Entretanto, este achado não permite afastar a existência de
discriminação racial no acesso ... pode se argumentar que o poder aquisitivo,
talvez mais que outras características socioeconômicas ... estaria captando
esta mesma discriminação (PERPÉTUO, 2000).
Na mesma linha, Batista (2002) refere que “a morte materna está no grupo das
doenças que afetam a população negra: cuja evolução é agravada ou o tratamento é
dificultado pela falta de acesso aos serviços de saúde ou má qualidade da atenção”.
Um dado mais incisivo da discriminação racial na assistência, é a pesquisa da
Fundação Oswaldo Cruz e a Prefeitura do Rio de Janeiro, quando constataram que hospitais,
públicos e particulares, tratam diferenciadamente as gestantes brancas e as negras:
Um dos dados do estudo que mais impressionaram os pesquisadores foi o da
anestesia no parto normal. O estudo apontou que até nesse aspecto as
mulheres negras sofreram preconceito: 11,1% delas não receberam
anestésico, pouco mais do que o dobro do percentual das brancas que não
foram anestesiadas (5,1%), (FOLHA DE SÃO PAULO, 2002).
Estes estudos têm resultado, dentre outros, na realização em alguns locais de
Conferências de Saúde da População Negra, na impressão pelo Ministério de Saúde do
“Manual de Doenças mais importantes por Razões Étnicas, na População Brasileira afrodescendente”, em 2001 e pelo PNUD/OPAS/DFID, entre outras agências, da “Política
Nacional de Saúde da População Negra – Uma Questão de Equidade, Subsídios para o
Debate”, em 2002.
É necessário registrar também a criação da Secretaria Especial de Políticas de
Promoção da Igualdade Racial – SEPPIR, com status de Ministério, criada pelo atual governo,
que junto com o Ministério da Saúde está inserindo o recorte racial no Plano Nacional de
Saúde, em processo de elaboração e, para tanto, com o “I Seminário Nacional de Saúde da
População Negra”, agendado para junho de 2004.
A perspectiva é maior atenção à saúde da população negra brasileira, conforme os
“campos de ação: diretrizes para a efetividade dos direitos sexuais e reprodutivos, onde a
saúde deve ser considerada na perspectiva de gênero, criança e do adolescente, raça e etnia,
pessoas portadoras de deficiência, com HIV/Aids e privadas de liberdade”, o que é apontado
por Ventura et al (2003).
9

9. TABELA 01 - TOTAL DE ÓBITOS MATERNOS* E PERCENTUAL, SEGUNDO RAÇA E BASE
ESTUDADA, 1999 A 2002.
CAPITAIS
BAHIA
PARANÁ**
BRANCA
Nº
%
31
26,96
9
10,71
250
69,4
NEGRA
Nº
%
67
58,26
58
69,05
76
21,1
PARDA
Nº
%
58
50,43
42
50,0
54
15,0
PRETA
Nº
%
09
7,8
16
19,05
22
6,1
IGNORADA
Nº
%
17
14,78
17
20,24
33
9,2
TOTAL
Nº
%
115
100
84
100
360
100
SÃO PAULO**
212
54,36
155
39,74
119
30,51
36
9,23
21
5,38
390
100
TOTAL***
502
52,90
356
37,51
273
28,77
83
8,75
88
9,27
949
100
Fonte: Capitais, Laurenti et al 2002; 03 cidades da Bahia, 2000 a 2002; Estado do Paraná, 2000 a 2002 e cidade de São Paulo,
1999 a 2001.
Nota: *incluídos os óbitos tardios; **01 mulher amarela no Paraná e 02 em São Paulo, respectivamente 0,3% e 0,51%; ***
há supernumeração de 12 óbitos em Salvador e 01 em Curitiba, computados na base Capitais, Bahia e Paraná; não foi
identificada nenhuma mulher indígena no estudo.
A seguir são apresentados os resultados das quatro bases de dados estudadas. Na
tabela 01 o total de óbitos do estudo. Sobre os óbitos com raça ignorada ressaltamos que as
bases do PARANÁ e SÃO PAULO foram fornecidas pelos respectivos Comitês de
Mortalidade Materna, com investigação de raça e para CAPITAIS e BAHIA as informações
são das declarações de óbito, com algumas investigações dos Comitês da Bahia.
Na distribuição dos óbitos maternos do estudo de Laurenti et al (2002), base
CAPITAIS, analisados por raça, observa-se na tabela 02 que todas tiveram uma correção de
pelo menos 32,2% dos óbitos, que é o caso das brancas, o que evidencia um dos primeiros
problemas da mortalidade materna que é a subnotificação. As negras tiveram uma correção de
37,31%, sendo que as pretas 44,4%.
TABELA 02 – DISTRIBUIÇÃO DOS ÓBITOS COM CAUSA MATERNA DECLARADA E NÃO
DECLARADA SEGUNDO RAÇA, CAPITAIS BRASILEIRAS, 2002.
BRANCA
NEGRA
PARDA
PRETA
IGNORADA
TOTAL
CM DECLARADA
Nº
%
21
67,7
42
62,69
37
63,80
5
55,5
6
35,29
69
60,0
CM NÃO DECLARADA
Nº
%
10
32,2
25
37,31
21
36,21
4
44,4
11
64,70
46
40,0
TOTAL
Nº
%
31
100
67
100
58
100
9
100
17
100
115
100
Fonte: Laurenti et al (2002).
Nota: não foi identificada nenhuma mulher de raça/cor amarela e indígena no estudo.
Uma das grandes contribuições do estudo de Laurenti et al, além do fator de correção
nacional é a possibilidade de ser calculada razão de morte materna por raça, objetivo deste
estudo. Na tabela 03 observamos as razões de mortalidade materna (RMM) que evidenciam a
diferença do cálculo para todas as mulheres e para cada raça especificamente.
Com os óbitos maternos já investigados, o desafio foi conseguir o denominador,
número de nascidos vivos. Procuramos os dados diretamente com as Secretarias Municipais
de Saúde (SMS), constantes na tabela 03. Evidenciamos a diversidade da forma de trabalho e
entendimento dos Serviços de Vigilância Epidemiológica e/ou Informações em Saúde e dos
profissionais de saúde no país.
Anotamos na tabela 03 que apenas 3 capitais tem o TABNET por mês e raça
disponibilizado em suas páginas eletrônicas. Das demais, em algumas logo no primeiro
contato por telefone ou endereço eletrônico disponível em suas páginas já conseguimos o
dado; em outras houve maior dificuldade pois os contatos não estavam corretos, precisavam
de autorização do Secretário para fornecer os dados, entre outros.
A importância dos nascidos vivos fornecidos pelas SMS é que o dado está mais
atualizado, totalizando 174.621 nascidos vivos. Em seguida conseguimos as informações
10

10. também junto ao Ministério da Saúde (MS), a título de comparação, totalizando 165.408
nascidos vivos. Apesar do número menor no total e ocorrência de diferença mês a mês em
algumas capitais, não foi significativa no cálculo da RMM, o total ficou em 65,86 e 69,52/100
mil n.v., respectivamente para nascidos vivos das SMS e MS, incluídos os óbitos tardios.
Sobre a consistência das informações sobre raça dos nascidos vivos, é elevada a
diversidade no país. Visualiza-se na tabela 3 que o percentual de ignorados vai de 0 em Belém
e Maceió a 39,12% em Salvador, 61,96% em Teresina e 85,28% em Aracaju.
Observa-se também que as únicas capitais onde os nascidos vivos das mulheres pretas
são maiores que das pardas são Florianópolis e Porto Alegre. As maiores diferenças
encontradas no cálculo com nascidos vivos SMS e MS foram de Belém: 51,99/100 mil n.v
para 62.01, Salvador: de 106,22 para 118,99 e finalmente Fortaleza de 68,08 para 81,42 o que
correspondem respectivamente a 10,02, 12,77 e 13,34 de diferença.
No cálculo com nascidos vivos MS repete-se Aracaju e Teresina com os maiores
percentuais de nascidos vivos de raça ignorada, respectivamente 87,2, 52,3 e São Luís aparece
com 45,7%. Tendo em vista estes percentuais separamos as capitais que apresentaram até 2%
de nascidos vivos com raça ignorada, o que consideramos menor possibilidade de erro de
informação e observamos que não apresentaram diferença significativa no cálculo da RMM
total e, deve estar mais próximo da realidade. O total ficou em 61,33 e 62,54/100 mil n.v.
respectivamente para SMS, com 15 capitais e MS, com 14 capitais. São aproximadamente
50% das capitais brasileiras, em torno de 63 mil nascimentos, porém, não constam
principalmente as da região sudeste, que integram os demais 174 mil nascimentos.
11

11. TABELA 03 – DISTRIBUIÇÃO DOS ÓBITOS MATERNOS* – OM, NASCIDOS VIVOS – NV/SMS E RAZAO DE MORTALIDADE MATERNA RMM POR 100 MIL NASCIDOS VIVOS SEGUNDO RAÇA, CAPITAIS BRASILEIRAS, 2002.
CAPITAIS
BRANCA
0M – NV - RMM
ARACAJU
1
114
877,19
BELÉM
2 1933
103,47
BELO HORIZONTE 1 2811
35,57
BOA VISTA
1
653
153,14
BRASÍLIA
2 2935
68,14
CAMPO GRANDE 2707
-
NEGRA
OM – NV - RMM
3
347
864,55
2 5704
35,06
3 4739
63,30
2271
7
4391 159,42
606
-
PARDA
OM – NV - RMM
3
336
892,86
2 5674
35,24
3 4618
64,96
2270
7 4253
164,59
598
-
PRETA
OM – NV - RMM
11
30
121
1
- 138
8
-
IGNORADA
OM - %NV
85,28
20,3
1
0,03
–
34,82
1
-
04
04
04
01
09
01
TOTAL
OM NV** RMM
3187
125,51
7694 TAB
51,99
8078
49,52
2947
33,93
11349
79,30
3325
30,07
CUIABÁ
CURITIBA
FLORIANÓPOLIS
FORTALEZA
1
1
1085
6626
2269
1491
15,09
67,06
2
5
1954
159
167
7245
2
5
1904
146
46
7170
105,04
69,73
-
50
13
121
75
-
–
1
2
0,93
0,15
0,49
23,94
02
01
01
08
3101
6804
2439
11751 TAB
64,49
14,69
41,00
68,08
GOIÂNIA
1
3037
32,92
-
760
-
684
-
-
76
-
1
20,99
02
5094
39,26
JOÃO PESSOA
MACAPÁ
MACEIÓ
MANAUS
PALMAS
PORTO ALEGRE
RECIFE
RIO BRANCO
RIO DE JANEIRO
SALVADOR
SÃO LUÍS
SÃO PAULO
1
2
3
2
1
11
1621
61,69
14 14285,71
1663
1666
701
4063
73,84
2384
11
8973
22,29
365
273,97
588
13472
81,65
1
3
1
6
1
2
4
1
5
7
8
4
1235
4261
2677
7549
1196
1041
3820
3350
5130
6441
1646
7134
1
2
1
6
1
4
1
3
6
6
3
1176
4252
2660
7500
1174
336
3702
3335
4390
5765
1602
6802
85,03
47,04
37,59
80,00
85,18
108,04
29,98
68,34
104,08
374,53
44,10
59
1
9
17
49
22
2 705
- 118
15
2 740
1 676
2
44
1 332
11111,11
283,69
270,27
147,93
4.545,45
301,20
3
–
1
–
4
1
3
0,63
0,1
1,84
0,51
0,6
1,25
1,33
9,6
39,12
47,85
38,15
02
08
01
06
01
05
04
02
07
12
09
18
2874
4289
4353
9502
1954
5146
6310
3753
15662 TSM
11297 TAB
4403
33556 TSM
69,59
186,52
22,97
63,14
51,18
97,16
63,40
53,29
44,69
106,22
204,41
53,64
TERESINA
VITÓRIA
TOTAL
157
1
877
31 62.216
1
1
58
1118
1315
72.826
89,44
76,04
79,64
44
49
9 3.523
255,46
17
61,96
0,62
20,49
01
02
115
3496
2257
174621
28,60
88,61
65,86
114,02
49,83
1 1162
1 1364
67 76.349
102,35
69,01
80,97
70,41
37,35
79,48
83,61
192,12
104,71
29,85
97,46
108,68
486,03
56,07
86,05
73,31
87,75
Fonte: Óbitos maternos do estudo de Laurenti et al (2002); não foi identificado no estudo mulheres da raça/cor amarela e indígena; as capitais de Natal e Porto Velho não participaram do estudo,
nascidos vivos do SINASC, exceto Belo Horizonte e Macapá que são do SINASC/CGIAE/SVS/MS, todas as demais são dos Serviços de Informação e/ou Vigilância Epidemiológica das
Secretarias Municipais de Saúde.
Nota: * incluídos os tardios; ** inclui amarelas e indígenas; Risco relativo negras 1,8 (pardas 1,6 e pretas 5,1); TAB – SINASC disponível no site da Secretaria Municipal de Saúde; TSM –
SINASC disponível no site mas não por mês e raça.

12. A seguir no gráfico 01, síntese das razões encontradas na tabela 03, cálculo da RMM
com os nascidos vivos MS e RMM para capitais com nascidos vivos de raça ignorada até 2%,
das SMS e MS, o que evidencia RMM para as mulheres negras, especialmente as pretas,
sempre mais elevada independente da fonte do denominador utilizado.
GRÁFICO 01 - RAZÕES DE MORTALIDADE MATERNA POR 100 MIL NASCIDOS
VIVOS, UTILIZANDO DIFERENTES FONTES DE NASCIDOS VIVOS, CAPITAIS
BRASILEIRAS, 2002
300
RAZÃO
250
200
150
100
50
0
BRANCA
NEGRA
PARDA
PRETA
RAÇA
NV/SMS
NV/SMS - 2%
NV/MS
NV/MS - 2%
Fonte: Óbitos maternos do estudo de Laurenti et al (2002); nascidos vivos do SINASC.
Excluindo-se os óbitos tardios, apresentamos na tabela 04 o cálculo da RMM por
regiões brasileiras. Observa-se que mantém as brancas com a menor RMM 48,73/100 mil
n.v., seguidas das negras 72,61, sendo 65,07 para as pardas e 227,60 para as pretas. O total
reduziu para 56,04/100 mil n.v. Observa-se que a RMM é maior na região nordeste, com
71,32/100 mil n.v. e menor na região sul 41,70; o total ficou em 56,04/100 mil n.v..
Traduzindo a razão em risco de morte materna, encontramos nesta base de dados que
as negras apresentaram de 1,7 e 1,8, as pardas 1,5 e 1,6 e as pretas de 5,5 a 7,4 vezes maior
risco de óbito em relação às mulheres brancas.
TABELA 04 - DISTRIBUIÇÃO DOS ÓBITOS MATERNOS*, NASCIDOS VIVOS** E RAZÃO
DE MORTALIDADE MATERNA POR 100 MIL NASCIDOS VIVOS SEGUNDO RAÇA,
REGIÕES BRASILEIRAS, 2002.
BRANCAS
OM/NV
RMM
5/4978
(100,44)
NEGRAS
OM/NV
RMM
11/24331
(45,21)
PARDAS
OM/NV
RMM
10/24205
(41,31)
PRETAS
OM/NV
RMM
1/126
(793,65)
IGNORADAS
OM/NV
NORDESTE
4/8383
(47,71)
24/24573
(97,67)
22/23529
(93,50)
2/1044
(191,57)
6/14321
34/47671
(71,32)
CENTROESTE
3/7057
(42,51)
8/7105
(112,60)
8/6841
(102,32)
-/264
-/5225
11/19544
(56,28)
14/26133
(53,57)
10/18367
(54,44)
7/17125
(40,87)
3/1242
241,54
2/15953
26/59553
(43,66)
REGIÕES
NORTE
SUDESTE
SUL
3/243
TOTAL***
OM/NV
RMM
19/30139
(63,04)
3/12958
2/1367
1/53
6/14389
-/528
2/839
(23,15)
(146.30)
(41,70)
(238,38)
29/59.509
55/75.743
12/35795
96/171.296
47/72.228
8/3515
BRASIL
(48,73)
(72,61)
(56,04)
(65,07)
(227,60)
Fonte: *Óbitos maternos do estudo de Laurenti et al (2002); excluídos os óbitos tardios; ** nascidos vivos do SINASC, não
foi identificado no estudo mulheres da raça/cor amarela e indígena.
Nota: *** inclui amarelas e indígenas.

13. Em estudo sobre a mortalidade de 1999 para o estado de São Paulo, Batista (2002),
identificou que a mortalidade materna é a segunda causa de morte entre as mulheres pretas.
Ao analisar a totalidade dos óbitos (349), constatou que a mortalidade materna das pretas
supera a das brancas em 5,6 vezes, com coeficiente de 212,80/100 mil n. v.. O Coeficiente
para o estado foi 47,81/100 mil n.v. no ano analisado.
Segundo PMSP (2000), “Quanto à raça, em 5 (4,42%) casos não foi possível
determinar a cor da falecida. A cor branca foi a mais freqüente (61 casos – 53,98%), seguida
da parda (32 casos – 28,32%), da preta (14 casos – 12,39%) e 1 (0,88%) caso da raça amarela.
Cabe aqui a ressalva de que nesta apuração foram obtidas informações das Declarações de
Óbitos, Laudos de Necropsias, visitas hospitalares e domiciliares.” Em 1999 os percentuais
foram muito próximos, sendo que as ignoradas totalizaram 7 casos – 5,51%.
Da base de dados do Comitê de SÃO PAULO, observa-se na tabela 05 que, para o
triênio 1999-2001 as mulheres pretas apresentaram o maior RMM, atingindo 562,35/100 mil
n.v., com risco relativo de 6,7. A razão total foi 56,15/100 mil n.v..
TABELA 05 – DISTRIBUIÇÃO DOS NASCIDOS VIVOS, ÓBITOS MATERNOS, RAZÃO DE
MORTE MATERNA - RMM E RISCO RELATIVO, MUNICÍPIO DE SÃO PAULO, 1999 A 2001.
RAÇA
NASCIDOS VIVOS
Nº
%
ÓBITOS MATERNOS
Nº
%
ÓBITOS
TARDIOS
AMARELA
2028
0,3
2
0,51
BRANCA
231130
37,5
212
54,36
19
NEGRA
100656
16,33
155
39,74
23
PARDA
94610
15,35
119 30,51
21
PRETA
6046
0,98
36
9,23
02
INDÍGENA
553
0,09
IGNORADA 281786
45,73
21
5,38
02
TOTAL
616153
100
390
100
44
Fonte: Comitê Municipal de Prevenção da Mortalidade Materna e SINASC/TABNET/PMSP.
RMM/100
MIL NV
RISCO
RELATIVO
98,62
83,50
131,44
103,58
562,35
56,15
1,2
1,0
1,6
1,2
6,7
-
É elevado o percentual de nascidos vivos de raça ignorada no município, atingindo
45,73% no período, o que compromete avaliação desse resultado, entretanto, as mulheres
pretas apresentam maior RMM em São Paulo também na base CAPITAIS, respectivamente
301,20 e 323,62/100 mil, com nascidos vivos da SMS e do MS, o que corresponde a risco
relativo de 3,7 e 3,6.
Como contraponto aos dados do Paraná, onde segundo Censo do IBGE 2000 a
população negra corresponde a 21,09%, sendo 18,25% pardos e 2,84% pretos, algumas
cidades da Bahia foram escolhidas para o estudo, pelo estado contar, pela mesma fonte, com
73,16% de população negra (pardos 60,14% e pretos 13,02%).
Com os dados do TABNET Bahia, encontramos para Salvador, no período 2000 a
2002, com 65 óbitos maternos, uma RMM de 49,95/100 mil n.v., sendo 51,08 para as
mulheres brancas, 50,51 para as negras e 176,01 para as pretas, o que resulta num risco de 3,5.
Esse resultado é bem próximo da base CAPITAIS onde as pretas ficaram com 147,93 e
196,46 respectivamente para nascidos vivos da SMS e MS, com risco de 1,4 e 1,6.
Na tabela 6 são apresentados os resultados de Alagoinhas e Feira de Santana, que os
dados são dos Comitês Municipais e de Salvador, além do Comitê, também da Secretaria
Municipal e Estadual, tendo sido revisado um a um dos óbitos.
Evidencia-se que, mesmo com todas as incorreções, elevado percentual de nascidos
vivos ignorados, atingindo 25,75% e indefinição da base de dados na Bahia, a RMM para as
mulheres pretas é sempre maior, assim como calculando-se o risco relativo em relação às
negras, maior população, estas ficaram com 3,7 no período 2000 a 2002, seguidas das
mulheres brancas com 2,6.
14

14. TABELA 6 – DISTRIBUIÇÃO DOS NASCIDOS VIVOS, ÓBITOS MATERNOS, RAZÃO DE
MORTE MATERNA - RMM E RISCO RELATIVO – RR, BAHIA, 2000 A 2002.
RAÇA
NASCIDOS VIVOS
ÓBITOS MATERNOS
Nº
%
Nº
%
AMARELA
856
0,54
BRANCA
6502
4,14
9
10,71
NEGRA
108723
69,17
58
69,04
PARDA
100633
64,02
42
50,0
PRETA
8090
5,15
16
19,05
INDÍGENA
636
0,40
IGNORADA
40474
25,75
17
20,24
TOTAL
157191
100
84
100
Fonte: Comitês Municipais de Morte Materna de Alagoinhas, Feira de Santana
SINASC/TABNET Bahia.
RMM/100
RR
MIL NV
138,42
2,6
53,35
1,0
41,73
0,8
197,77
3,7
42,00
0,8
53,44
e Salvador; Nascidos vivos do
Assim como no município de São Paulo, no Estado do Paraná o quesito raça/cor dos
óbitos maternos é investigado desde 1993. Para 2002 foram revisadas as fichas de
investigação dos óbitos maternos e as com variáveis em branco, mas presentes nas DO
(especialmente idade, raça e escolaridade), foram preenchidas. Ao mesmo tempo a Secretaria
fez um trabalho com as Regionais de Saúde em relação aos nascidos vivos para melhorar o
preenchimento da Declaração de Nascidos Vivos (DNV), base do SINASC, que deu
resultado; é mínimo o número de variáveis em branco e ignorado.
Utilizando o banco de dados do Comitê, Martins (2000) encontrou que as mulheres
negras morrem mais, evidenciando que "o coeficiente de mortalidade feminina por causa
materna em 1993 foi de 14,6 para as amarelas, 2,9 para brancas e 4,3 para negras, sendo 2,5
pardas e 21,7 para pretas e que o risco de morrer por óbitos maternos em 1993 foi maior para
as mulheres pretas 7,4, seguidas das amarelas com 5,0 e pardas, o que também observou-se
em 1997: 4,4 e 3,4 respectivamente para pretas e amarelas". O percentual de óbitos maternos
de raça ignorada no período correspondeu a 27,4%.
TABELA 7 – DISTRIBUIÇÃO DE ÓBITOS MATERNOS, NASCIDOS VIVOS, RAZÃO E RISCO
DE MORTE MATERNA SEGUNDO RAÇA, PARANÁ, 2000 A 2002.
RAÇA
OBITOS MATERNOS
ÓBITOS
TARDIOS
Nº
%
1
0,3
-
Branca
250
69,4
Negra
76
Parda
Preta
NASCIDOS VIVOS
Amarela
Nº
%
RMM/100 MIL
NV*
RISCO
RELATIVO
1145
0,2
87.33
1.7
19
468997
91,8
49,25
1.1
21,1
10
26894
5,3
245,4
4,9
54
15,0
6
22472
4,4
213,59
4,3
22
6,1
4
4422
0,9
407,05
8,2
-
1175
0,2
-
-
8
12751
2,5
196,06
-
TOTAL
360
100
37
510.962
100
63,21
Fonte: Comitê Estadual de Prevenção da Mortalidade Materna do Paraná; * excluídos os tardios.
-
Indígena
Ignorada
33
9,2
Observa-se na tabela 7 que baixou para 9,2% o percentual de óbitos maternos com
raça ignorada ao mesmo tempo em que aumentou de 7,4 para 8,2 o risco das mulheres pretas,
evidenciando-se bastante alto o risco relativo na raça negra e principalmente na preta. Nos
Estados Unidos, entre 1991 a 1999, foi 3,7 o risco relativo na raça negra, segundo CHANG et
al, 2003.
SESRJ (1999) cita que “a taxa de mortalidade em mulheres negras por causa
considerada materna, no Estado do Rio de Janeiro, foi 1,8 vezes maior que a taxa de
mortalidade em mulheres brancas. A DNV contém a variável raça/cor do nascido vivo e não
15

15. da sua mãe. Quando utilizamos esta informação para cálculo da TMM, embora com
possibilidade de erro por não ser a raça/cor do nascido vivo objeto de declaração da família e
sim de quem preenche o formulário, a taxa obtida é 1,9 vezes maior para as negras do que
para as brancas.”
À medida que há melhoria da informação a tendência é o aumento da confirmação
estatística dos riscos para as minorias étnicas; foi o que ocorreu com os dados do Paraná e
certamente com os do Rio de Janeiro. Para 2000, a SESRJ refere que a taxa de mortalidade
materna em mulheres negras foi 2,3 vezes maior do que a taxa das mulheres brancas (39/100
mil n. v. para brancas e 100/100 mil n. v. para negras); em percentuais brancas 35%, negras
63% e ignoradas 2%.
Sobre esta questão procede a citação de Batista (2002), dizendo que: “reconhecemos
que para se estudar a mortalidade materna segundo a cor é necessário ter uma boa qualidade
de dois registros: o atestado de óbito e a declaração de nascidos vivos. Como foi enfatizado,
há uma grande melhora no preenchimento do item cor no atestado de óbito, mas na declaração
de nascidos vivos o mesmo não acontece”.
TABELA 8 – DISTRIBUIÇÃO DOS ÓBITOS MATERNOS, NASCIDOS VIVOS CORRIGIDOS E
RAZÃO DE MORTALIDADE MATERNA SEGUNDO RAÇA, PARANÁ, 2000 A 2002.
RAÇA
ÓBITOS MATERNOS
NASCIDOS VIVOS
RMM** 100 MIL
Nº
%
Nº
%*
NV
Amarela
1
0,3
4292
0,84
23,30
Branca
250
69,4
397733
77,84
58,08
Negra
76
21,1
105258
20,60
62,70
Parda
54
15,0
91590
17,92
52,41
Preta
22
6,1
13668
2,67
131,69
Indígena
1686
0,33
Ignorada
33
9,2
1993
0,38
TOTAL
360
100
510962
100
63,21
Fonte: Comitê Estadual de Prevenção da Mortalidade Materna do Paraná.
Nota: *de mulheres de 10 a 49 anos por raça, Censo IBGE – 2000; **excluídos os óbitos tardios.
RISCO
RELATIVO
1,1
0,9
2,3
-
Na tabela 7 o percentual de nascidos vivos da raça negra ficou em 5,3%, distante dos
20,60% que é o percentual de mulheres negras no estado do Paraná, segundo Censo IBGE
2000. Na tentativa de corrigir esta distorção, apresentamos na tabela 8, estimativa da RMM
corrigindo-se o número de nascidos vivos do triênio com os percentuais de mulheres de 10 a
49 anos do Censo, chegando-se a uma RMM e risco que consideramos mais próximo do real;
continuam as mulheres pretas com razão e risco mais elevado.
GRÁGICO 02 - RAZÃO DE MORTALIDADE MATERNA POR 100 MIL
NASCIDOS VIVOS SEGUNDO RAÇA E BASE ESTUDADA, 1999 A 2002.
600
500
400
300
200
100
0
BRANCA
CAPITAIS
NEGRA
BAHIA
PARDA
PARANÁ
16
PRETA
SÃO PAULO

16. Fonte: - Óbitos maternos do estudo de Laurenti et al (2002), excluíndo-se 01 de Curitiba, Estado do Paraná 2000 a 2002 e Município de São
Paulo de 1999 a 2001; Nascidos Vivos do SINASC/SMS para Capitais e SINASC Paraná e São Paulo, incluindo amarelas e indígenas.
Nota: *inclui amarelas; não foi identificado no estudo mulheres da raça indígena.
Apresentamos condensado das quatro bases estudadas onde podemos observar a
diferença entre as razões de mortalidade materna. Independente da base de dados, percentual
de nascidos vivos e período do estudo, as pretas sempre apresentam os maiores indicadores,
gráfico 02.
A importância da informação sobre o momento da morte, incluindo e não incluindo os
tardios, pode ser evidenciada na tabela 9, da base CAPITAIS, que fornece inclusive óbitos de
um ano e mais. Observa-se que as mulheres negras tiveram 11 casos com óbito tardio,
perfazendo 64,7% dos óbitos nesse período e 01 após um ano.
Para CDC (2001), foram quatro as limitações para o estudo de mortalidade materna e
raça nos EUA. A sub-notificação de raça tanto em registros de óbito como de nascimentos e a
sub-notificação de óbitos maternos; terceiro, em alguns grupos, minorias étnicas, o número de
casos de óbitos maternos é pequeno e, quarto, o estudo foi limitado em 50 estados.
Em conformidade com o CDC, duas questões nos preocupam na tabela 9: com toda a
significância da mortalidade materna o número de casos é pequeno, principalmente quando
recortados por raça, e o evento óbito materno nem sempre ocorre até os 42 dias pós-parto ou
aborto, como aconteceu com estes 19 casos apresentados, sendo 2 inclusive acima de um ano.
Isso nos remete às condições de vida, sujeita a maior morbidade, dificuldade de acesso e
qualidade da assistência à saúde prestada às mulheres negras, com o racismo
institucionalizado no Brasil.
TABELA 9 – DISTRIBUIÇÃO DOS ÓBITOS MATERNOS SEGUNDO MOMENTO DA MORTE
E RAÇA, CAPITAIS BRASILEIRAS, 2002.
BRANCA
Nº
%
5
20
10
31,2
14
35,9
2
11,8
31
30,0
NEGRA
Nº
%
15
60
18
56,2
22
56,4
11
64,7
1
50,0
67
59,1
IGNORADA
Nº
%
5
20
4
12,5
3
7,7
4
23,5
1
50,0
17
12,2
GRAVIDEZ
PARTO ATÉ 24 HORAS
PUERPÉRIO ATÉ 42 DIAS
PUERPÉRIO 43 DIAS A 11 MESES
PUERPÉRIO 1 ANO A MAIS
TOTAL
Fonte: Laurenti et al (2002).
Nota: não foi identificada nenhuma mulher de raça/cor amarela e indígena no estudo.
TOTAL
Nº
%
25
21,74
32
27,83
39
33,91
17
14,78
2
1,74
115
100
Para evidenciar melhor essa situação novos métodos de estudos vem sendo utilizados,
dentre eles a investigação das near miss, near miss mortality e near miss maternal mortality
que traduzem-se como morbidade materna severa e vêm sendo estudadas desde a década de
90: Drife (1993), Bewley (1997), Fitzpatrick (1992), entre outros, citados por Baskett (1998).
A necessidade de estudos de near miss justifica-se segundo Filippi (2002), "Como a
morbidade materna é muito mais comum que a mortalidade este é um melhor indicador da
eficácia de programas de maternidade segura ... near miss são as mulheres que tiveram a vida
ameaçada por morbidade grave, mais não morreram".
Apesar da dificuldade ainda existente de definição, o estudo das near miss mortality
vem avançando e hoje temos vários trabalhos específicos sobre causas, incidência e até
fatores de risco. Em Waterstone et al (2001), em estudo realizado com esta finalidade foram
encontrados além de outros: idade, mulheres negras, exclusão social, doenças pré-existentes
como hemorragia e hipertensão, indução ao parto e cesárea de emergência.
A importância desses estudos no Brasil, traduz-se segundo Oliveira (2002), de "um
mundo desconhecido, as que quase morreram (de morte materna), porém sobreviveram, ainda
que sequeladas e ainda que inválidas ... é que ninguém se lembra delas e sequer sabemos da
sua existência". Em resumo, certamente estudo sobre near miss e raça ajudará a compreender
17

17. melhor o encontrado na tabela 8 e a situação das mulheres negras.
4.2- Aspectos sócio – econômicos demográficos
Saftlas et al (2000), num estudo nos EUA para determinar se o risco quatro vezes
maior das negras para mortalidade materna comparada com brancas poderia ser explicado por
diferenças raciais, sócio-econômicos e fatores reprodutivos, encontraram que “the largest
racial disparity occurred among women with the lowest risk of pregnancy-related death ... in
contrast, no racial disparity was found among women with the highest risk of pregnancyrelated death: high-parity women who delivered low-birth-weight babies....”, concluem que é
necessário desenvolver estratégias para reduzir a morte materna entre todas as mulheres
negras.
Finalmente juntando as bases Capitais, Paraná e São Paulo foi possível analisar outros
dados que não somente a razão e risco de mortalidade materna. Não estão computados os
dados da Bahia nas tabelas a seguir, por que o percentual de ignorados era elevado.
Neste estudo, com relação à faixa etária as mulheres negras apresentam a maior RMM
em todas as faixas etárias, principalmente em 20 a 29 anos, onde atingem 221,57/100 mil n.v.
Na análise do estado civil, o fato de ser solteira ou casada na maioria dos casos influencia
diretamente a condição sócio - econômica, renda familiar e acesso a serviços de saúde. A
mulher casada teria melhores condições de acesso a saúde, além do fator emocional inclusive,
de amparo do companheiro.
TABELA 10 – DISTRIBUIÇÃO DOS ÓBITOS MATERNOS SEGUNDO ESTADO CIVIL E
RAÇA, CIDADES BRASILEIRAS SELECIONADAS, 1999 A 2002.
RAÇA
AMARELA
BRANCA
NEGRA
PARDA
PRETA
IGNORADA
TOTAL
Casada/ união consensual
Nº
%
2
66,67
269
54,23
132
44,15
106
45,69
26
38,80
30
45,45
433
50,11
Solteira/ separada jud/ viúva
Nº
%
1
33,33
216
43,55
161
53,85
120
51,72
41
61,19
28
42,42
406
46,99
Ignorada
Nº
%
11
2,22
6
2,01
6
2,59
8
12,12
25
2,89
Total
Nº
3
496
299
232
67
66
864
%
100
100
100
100
100
100
100
Fonte: - Óbitos maternos do estudo de Laurenti et al (2002), Estado do Paraná 2000 a 2002 e Município de São Paulo de 1999 a 2001;
Nascidos Vivos do SINASC/SMS para Capitais e SINASC Paraná e São Paulo, incluindo amarelas e indígenas.
Nota: *inclui amarelas; não foi identificado no estudo mulheres da raça indígena.
Na tabela 10, onde consideramos casadas inclusive as com união consensual e
solteiras inclusive as separadas judicialmente e viúvas, observa-se que as pretas tiveram o
maior percentual de solteiras, 41 casos (61,19%), o que corresponde ao maior risco para
mortalidade materna. As mulheres brancas tiveram o maior percentual de casadas, 54,23%.
As mulheres pretas se casam mais tardiamente do que as pardas e brancas e o celibato
e a viuvez é superior. Berquó (1991), atribui tais fatos ao “processo de miscigenação pelo qual
vem passando a população brasileira está apoiado em certa assimetria por sexo, onde a
tendência ao clareamento ou ao escurecimento se dá por força dos homens buscarem mulheres
mais claras”.
Atrash et al (1990) citam que “... a idade mais avançada é fator de risco, assim como
as mulheres solteiras. As brancas solteiras tiveram 2,7 vezes mais risco que as casadas e as
negras solteiras 1,2 vezes mais risco que as negras casadas.” Em Tanaka & Mitsuiki (1999),
referem que “... houve uma maior prevalência de óbitos de mulheres que eram solteiras
(62,9%), seguidas pelas que eram casadas (28,6%).”
Com relação a escolaridade as quatro bases do estudo dispõem do dado, uma vez que
foram trabalhadas inicialmente com DO, entretanto, o percentual de ignorados é muito
elevado, o que prejudica a análise. As mulheres com escolaridade acima de 12 anos são
18

18. somente 52 casos (6,02%) e em 440 casos (50,93%), apresentaram de nenhuma escolaridade
até no máximo 7 anos de estudo, ou seja, para reduzir efetivamente a mortalidade materna é
necessário melhorar o nível de escolaridade das mulheres.
Resultados semelhantes foram encontrados por FANG et al (2000) para Nova York,
“... mulheres que estão em desvantagem por baixa escolaridade, que não são casadas, ou
vivem em comunidades que percebem baixos salários tem taxas de mortalidade materna
maiores que outras mulheres mais favorecidas. Este efeito foi maior para mulheres brancas
que nas negras”.
Os dados de renda são de difícil obtenção e só estão presentes na base Paraná, ainda
com grande percentual de informações ignoradas, ultrapassando 20% em quase todas as raças,
ficando um pouco abaixo para as pardas (18,2%) o que torna difícil a análise, entretanto,
pudemos observar que no recorte de um a dois salários mínimos, as mais pobres foram as
mulheres negras, pois apresentaram o maior percentual 60,5% e as brancas 45,6%.
Quanto à ocupação, a morte materna incidiu em maior proporção entre as donas de
casa/ do lar, 405 casos, 46,87%, tanto em negras quanto em brancas, o que já é conhecido de
outros estudos nacionais. Entre as mulheres com atividade fora do lar, a principal ocupação
foi a de emprego doméstico, cozinheiras e serviços de limpeza, 116 casos, 13,42%.
4.3- Causa dos óbitos:
Vários estudos citam as causas de mortalidade materna no Brasil. Viola (2003),
apresenta que de 1995 a 2000 a hipertensão foi a principal causa, com RMM variando de 11,0
a 13,3/100 mil n.v. e a hemorragia a Segunda, variando de 6,7 a 9,0/100 mil n.v., no Brasil.
Batista (2002), que em estudo para o estado de São Paulo identificou que as obstétricas diretas
foram as principais causas, ou seja, aborto, Doença Hipertensiva Específica da Gravidez
(DHEG), hemorragia e infecção puerperal.
O mesmo repete-se no presente estudo, onde as causas diretas totalizaram 55,90%, 483
casos, evidenciando que para significativa redução da mortalidade materna é necessário maior
atenção à assistência ao pré-natal e parto. Na tabela 11 observamos que entre as causas diretas
a maioria dos óbitos ocorreram por DHEG, com 145 casos (16,78%) e RMM 11,14/100 mil
n.v., em primeiro lugar e em segundo a hemorragia pó-parto, com 73 casos (8,45%) e RMM
5,64/100 mil para todas as raças. Dos óbitos por DHEG destacam-se as negras com 51 casos,
RMM de 25,01/100 mil, sendo 12 (17,91%), com RMM de 85,77/100 mil n.v. para as pretas,
o que lhe confere risco relativo de 8,2.
A segunda causa direta por raça ficou: hemorragia pós-parto para as brancas, 50 casos,
RMM de 6,62/100 mil e aborto para as pardas, 19 casos, RMM de 10,0/100 mil. As negras
com 32 casos, RMM de 15,69/100 mil e as pretas com 8 casos, RMM de 57,18/100 mil
tiveram a infecção puerperal como segunda causa direta.
A importância de destacar-se a DHEG como a principal causa de mortalidade materna,
muito além do seu percentual e RMM é o fato da prevenção ser totalmente eficaz com um
pré-natal de qualidade. Na base Paraná 79,7% das mulheres que faleceram realizaram prénatal, no entanto, o risco relativo foi 13 vezes maior para as que não realizaram; as pardas
foram as que menos realizaram pré-natal (14,8%). A principal causa no estado também foi a
DHEG (16,7%), seguida das hemorragias pós-parto (11,1%), infecção puerperal (7,2%) e
aborto (6,1%). As causas obstétricas diretas representaram 62,2% dos óbitos maternos.
19

19. TABELA 11 – DISTRIBUIÇÃO DOS ÓBITOS MATERNOS – OM, PERCENTUAL E RAZÃO DE MORTALIDADE MATERNA POR 100.000 MIL NASCIDOS
VIVOS, SEGUNDO CAUSA BÁSICA CORRIGIDA E RAÇA, CIDADES BRASILEIRAS SELECIONADAS, 1999 A 2002.
CAUSAS
DIRETAS
ABORTO*
DHEG
HEM. ANTE-PARTO
HEM. PÓS-PARTO*
INFECÇÃO
COMP. ANESTESIA
EMBOLIA*
OUT. DIRETAS
SUBTOTAL
INDIRETAS
HIPERT. ARTERIAL
D. AP. CIRC.
D. INFECCIOSAS
D. AP. RESP.
OUT. INDIRETAS
SUBTOTAL
OUTRAS
N ÃO ESPECIFICADAS
TARDIA
SEQUELA
TOTAL
BRANCA
PARDA
Nº
41
79
20
50
33
12
15
32
282
RMM
5,42
10,45
2,65
6,62
4,37
1,59
1,98
4,23
37,31
% Nº
8,27 19
15,93 39
4,03
7
10,08 15
6,65 24
2,42
5
3,02
3
6,45 12
56,85 124
21
20
36
11
68
156
2,78
2,65
4,76
1,45
9,0
20,64
4,23
4,03
7,26
2,22
13,71
31,45
17
41
2,25
5,42
65,63
3,43
8,27
0
100
496
NEGRA
PRETA
RMM
10,0
20,54
3,68
7,90
12,64
2,63
1,58
6,32
65,29
%
8,19
16,81
3,02
6,46
10,34
2,15
1,29
5,17
53,45
15
3
15
5
29
67
7,90
1,58
7,90
2,63
15,27
35,28
6,47
1,29
6,46
2,16
12,5
28,83
5
34
2
232
2,63
17,90
1,05
122,16
2,15
14,65
0,86
100
Nº
4
12
3
4
8
1
4
2
38 –
7
1
5
8
21
1
7
67
IGN
TOTAL*
RMM
28,59
85,77
21,44
28,59
57,18
7,15
28,59
14,29
271,60
%
5,97
17,91
4,48
5,97
11,94
1,49
5,97
2,98
56,72
Nº
23
51
10
19
32
6
7
14
162
RMM
11,28
25,01
4,90
9,32
15,69
2,94
3,43
6,87
79,45
%
7,69
17,06
3,34
6,35
10,70
2,01
2,34
4,68
54,18
Nº
5
15
4
3
4
1
2
2
36
Nº
70
145
34
73
69
19
25
48
483
RMM
5,40
11,20
2,62
5,64
5,33
1,47
1,93
3,71
37,29
%
8,10
16,78
3,93
8,45
7,99
2,20
2,89
5,55
55,90
50,03
– 7,15
35,74
57,18
150,10
10,45
1,49
7,46
0
11,94
31,34
22
4
20
5
37
88
10,79
1,96
9,81
2,45
18,15
43,16
7,36
1,34
6,69
1,67
12,37
29,43
3
3
3
3
7
19
46
27
59
19
112
263
3,55
2,08
4,55
1,47
8,65
20,31
5,32
3,12
6,83
2,20
12,96
30,44
7,15
50,03
478,87
1,49
10,45
0
100
6
41
2
299
2,94
20,11
0,98
146,64
2,01
13,71
0,67
100
1
8
2
66
24
90
4
864
1,85
6,95
0,31
66,71
2,78
10,42
0,46
100
Fonte: Óbitos maternos do estudo de Laurenti et al (2002), excluíndo-se 01 de Curitiba, Estado do Paraná 2000 a 2002 e Município de São Paulo de 1999 a 2001; Nascidos Vivos do SINASC/SMS para Capitais e
SINASC Paraná e São Paulo, incluindo amarelas e indígenas.
Nota: *inclui amarelas; não foi identificado no estudo mulheres da raça indígena.

20. Dados muito próximos sobre DHEG também foram encontrados no Rio de Janeiro.
“Uma análise mais detalhada sobre essa diferença por raça/cor se faz necessária, (...) as razões
entre as Taxas de Mortalidade Específicas (TME) de mulheres em idade fértil por raça/cor por
doenças hipertensivas, causas maternas e todas as causas de morte. Esta informação merece
um estudo mais aprofundado, para que possam ser evidenciados que fatores estão associados
a esta desigualdade, tais como, condições de acesso, prevalência de Hipertensão Arterial entre
negros e qualidade da atenção prestada a este grupo populacional” (SESRJ, 2000).
No estudo da PMSP (2002), de 1993 a 2001, é bem interessante que a DHEG esteve
mais freqüente nas mulheres negras até 29 anos e novamente nas acima de 45 anos, no
período de 30 a 44 anos foi mais freqüente nas demais raças.
Jacober et al (1994), citaram que a pressão sanguínea sistólica pós-parto é maior nas
afro-americanas jovens, primíparas, com pré-eclâmpsia e pode refletir uma persistente
anormalidade da homeostase pressão sanguínea. No estudo de Mackay et al (2001), do CDC
sobre mortalidade materna de 1979 a 1992, as mulheres negras tiveram 3,1 vezes mais mortes
por pré-eclampsia e eclâmpsia que as mulheres brancas.
Chang et al (2003), citaram que a mortalidade materna entre mulheres negras foi 3 a 4
vezes maior que para as brancas, também, a cardiomiopatia e as complicações da anestesia
foram seis vezes maiores para mulheres negras que para mulheres brancas, no estudo entre
1991 e 1999 nos EUA. FANG et al (2000) cita que “the major factors explaining the excess
maternal mortality among blacks were hypertension (mortality ratio of blacks to whites 5.57,
95% confidence interval 2.30-13.39, ectopic pregnancy (4.78, 95% confidence interval 2.409.51), and abortion (4.58, 95% confidence interval 1.72-12.22).”
A terceira causa direta, com percentual e RMM muito próximas da hemorragia pósparto, foi o aborto, 70 casos (8,10%), RMM de 5,40/100 mil n.v., sendo que as negras
apresentaram 23 casos, 7,69%, RMM de 11,28/100, as pardas, 19 (8,19%), RMM de 10,0/100
mil e as pretas 4 casos, 5,97%, RMM de 28,59/100 mil n.v..
Dentre os óbitos por causa indireta as doenças infecciosas com 59 casos, RMM de
4,55/100 mil e a hipertensão arterial sistêmica (HAS) com 46 casos, RMM de 3,55/100 mil
foram a primeira e segunda causa. Destaca-se entretanto que as pretas ficaram com 7 casos de
HAS, 10,45%, RMM de 50,03/100 mil n.v.; o risco relativo foi de 18,2.
Os óbitos tardios foram significativos para todas as raças, com 90 casos, 10,42%,
destacando-se também as pretas com 7 casos, 10,45%, RMM de 50,03/100 mil n.v..
5 Conclusão - Considerações e Recomendações
No editorial da publicação ‘sistemas de informações sobre mortalidade: considerações
sobre a qualidade dos dados’, Gomes (2002) cita que “as propostas apresentadas nos artigos
são relevantes e favorecem maior utilização dos dados e conseqüente aperfeiçoamento, a
partir de detecção das falhas, que poderão ser corrigidas. O amplo emprego de um sistema de
informação em saúde facilita a quebra do círculo vicioso em que usuários consideram o dado
inadequado e por isso não o utilizam, o que, por sua vez, contribuiu para a manutenção da
situação. Em outras palavras: dado ruim é o dado que não se utiliza.”
Nesse sentido, admitindo-se todas as dificuldades identificadas no estudo:
- necessidade de utilização de fator correção para mortalidade materna para todas as raças, de
pelo menos 32,2%, que foi o caso das mulheres brancas; o que evidencia um dos primeiros
problemas da mortalidade materna que é a sub-notificação;
- impossibilidade de auto-classificação de raça por se tratar de óbito materno levando a
necessidade de trabalhar com óbitos investigados pelos Comitês, inclusive raça, ainda com
percentuais de ignorados de 14,78% CAPITAIS, 20,24% BAHIA, 9,21% PARANÁ e 5,38%
SÃO PAULO;

21. - elevado número de nascidos vivos de raça ignorada; com CAPITAIS 20,90%, SÃO PAULO
45,73%, BAHIA 25,75% e PARANÁ 2,5%, o que nos levou a trabalhar com nascidos vivos
das SMS e MS e com 15 e 14 capitais que apresentaram nascidos vivos com ignorados até
2%, correspondendo a aproximadamente a 63 mil nascimentos no país;
ainda pode-se afirmar que existe grande diferencial para a mortalidade materna das mulheres
negras, sendo que as mulheres pretas apresentaram:
• o maior percentual de correção, 44,4%; de óbitos tardios, 64,7%; de solteiras, 61,19%
de renda de um a dois salários mínimos, 60,5%;
• as maiores razões de mortalidade materna: 562,35/100 mil n.v em São Paulo,
197,77/100 mil n.v. na Bahia, 407,05/100 mil n.v. no Paraná e 227,60/100 mil n.v. na
base Capitais, excluindo-se os óbitos tardios;
• risco relativo de morte materna variando de 3,7 (Bahia) a 8,2 (Paraná);
• risco relativo de morte materna por DHEG de 8,2 com razão de 85,77/100 mil n. v.,
sendo as brancas 10,36 e total 11,37/100 mil n.v.;
• risco relativo de morte materna por hipertensão arterial sistêmica de 18,2 com razão
de 50,03/100 mil n.v., sendo brancas 2,75 e total 3,53/100 mil n.v.;
- o cálculo da razão de mortalidade materna na base Capitais para outras raças/cor foi:
brancas, 48,73/100 mil, negras 72,61/100 mil, pardas 65,07/100 mil e total 56,04/100 mil n.v.,
excluindo-se os tardios; em todos as fontes de nascidos vivos utilizados para o cálculo da
razão, as mulheres negras, especialmente as pretas, apresentaram sempre os maiores
coeficientes;
- as mulheres pardas tiveram uma condição mais favorável, pois o número de nascidos vivos é
sempre elevado; considerar que, na dúvida ou desinformação, pacientes e profissionais
identificam a raça/cor como parda.
Pudemos também evidenciar que, à medida que há melhoria da informação a
tendência é o aumento da confirmação estatística dos riscos para as minorias étnicas; no
Paraná baixou de 27,4% para 9,2% o percentual de óbitos maternos com raça ignorada e os
nascidos vivos, agora informados, foram apenas 2,5% de ignorados, ao mesmo tempo
aumentou de 7,4 para 8,2 o risco das mulheres pretas, o total das negras ficaram com 4,9.
FANG et al (2000), citaram que “Aparentemente, fatores socioeconômicos são menos
importantes para a determinação da mortalidade materna entre as negras do que fatores
clínicos. Deste modo, melhores cuidados de saúde para a gestante negra, incluindo por
exemplo, melhor controle da pressão sanguínea, ou melhores cuidados e tecnologia
apropriada nos casos de aborto, poderiam ter efeitos importantes na redução da mortalidade
materna de mulheres negras, mesmo sem a mudança global do status sócio-econômico das
mesmas”. O mesmo precisa ser aplicado no Brasil, uma vez que, por exemplo, em 440 óbitos,
50,93%, as mulheres tinham escolaridade máxima de 7 anos.
A redução da mortalidade materna é vista pelo CDC (1999), como um desafio para o
século XXI, referindo que “o hiato em mortalidade materna entre as mulheres negras e
brancas tem aumentado, desde o início de 1900. Durante as primeiras décadas do século XX,
as mulheres negras tinham probabilidade duas vezes maior do que as mulheres brancas de
morrer por complicação relacionadas a gravidez. Hoje, as mulheres negras tem probabilidade
de morrer mais de 3 vezes maior do que as mulheres brancas.”
Com este desafio e os dados confirmando os diferenciais raciais na mortalidade
materna no Brasil entendemos que a existência do quesito cor nos documentos oficiais foi o
primeiro passo para redução das desigualdades. Recomendamos a formulação e
implementação de novas práticas e políticas em saúde pública, especialmente para as
mulheres negras, que compreendam:
a redução da mortalidade materna como uma prioridade nacional, neste sentido todos os
esforços devem ser feitos pelo Estado e sociedade brasileira para que o “Pacto Nacional
22

22. pela Redução da Mortalidade Materna e Neonatal” seja efetivamente implantado;
dar visibilidade à mortalidade materna especificamente através da mídia;
manutenção do quesito raça/cor em todos os documentos oficiais e o respectivo controle do
preenchimento;
treinamento e sensibilização dos profissionais de saúde sobre a importância da atenção,
registro e análise dos dados pessoais e sobre raça/cor/etnia e finalmente,
total apoio de todas as instâncias do Estado e sociedade brasileira à Secretaria Especial de
Políticas de Promoção da Igualdade Racial – SEPPIR e Ministério da Saúde, que estão
inserindo o recorte racial no Plano Nacional de Saúde e, para tanto, com o “I Seminário
Nacional de Saúde da População Negra”, agendado para junho de 2004.
REGISTRAMOS agradecimentos especiais aos membros dos Comitês de Mortalidade
Materna da Bahia, Paraná e São Paulo e Profs. Ruy Laurenti, Maria Helena P. de Mello Jorge
e Sabina Lea D. Gotlieb que coletaram e forneceram os dados para este estudo e a orientação
sempre presente da Dra. Ana Cristina D’Andretta Tanaka.
6 Referências Bibliográficas
- ATRASH, HK, A. S, BERG C.J. Maternal mortality in developed countries: Not just a concern of
the past. Obstet. Gynecol. 86 (4, part 2): 700-5, 1995.
- ATRASH, H.K.; KOONIN, L.M.; et al. Maternal mortality in the United States, 1979-1986. Obstet.
Gynecol. v. 76, n.6, p. 1055-60, dec., 1990.
- BASKETT, T.F.; STERNADEL, J. Maternal intensive care and near-miss mortality in obstetrics. Br
J Obstet Gynaecol, September, v. 105, p. 981-984, 1998.
- BATISTA, L.E.; Mulheres e homens negros: saúde, doença e morte. Araraquara (SP), 2002. Tese
(Doutorado). Programa de Pós-Gradução da Universidade Estadual Paulista “Júlio de Mesquita Filho”.
- BERG, C. J., ATRASH, H.K. et al. Pregnancy – Related mortality in the United States, 1987-1990.
Obstetrics Gynecology, v. 88, n. 2, p.161-167, august, 1996.
- BERQUÓ, E.; Como se casam negros e brancos no Brasil. In: LOVELL, P.A., Desigualdade
racial no Brasil Contemporâneo. Belo Horizonte: CEDEPLAR/UFMG, p.115-120, 1991.
- BRASIL, Ministério da Saúde, Manual de Doenças mais importantes por Razões Étnicas, na
População Brasileira afro-descendente, Secretaria de Políticas de Saúde, 2001, 78p.
- BREILH, J. A epidemiologia na humanização da vida: convergências e desencontros das correntes.
In: Barata RB, organizador. Equidade e Saúde: Contribuições da Epidemiologia. Rio de Janeiro:
FIOCRUZ/ABRASCO; 1997.p.23-38.
- CDC- Center For Disease Control And Prevention. Differences in maternal mortality among black
and mhite women – United States, 1990. MMWR, v.44, n. 1, p.6-7/13-14, 13 january, 1995.
- _____ Healthier Mothers and Babies. MMWR, 48(38): 849-858, October, 01, 1999.
- _____ Pregnancy-related deaths among Hispanic, Asian/Pacific islander, and American
Indian/Alaska native women – United States, 1991-1997, MMWR - morb mortal wkly rep, vol. 50, n.
18, p. 361-4, May 2001.
- CEPMM-PR Comitê Estadual de Morte Materna do Paraná Relatório trienal 1994-96. Mortalidade
materna no Paraná, do anonimato ... à ação. Curitiba; 1997. [mimeo].
- _____ Relatório trienal 1997-99. Curitiba; 2001. [mimeo].
- CHANG, J.; ELAM-EVANS, L. D.; BERG, C. J., et al, Pregnancy-related mortality surveillance –
United States, 1991-1999, MMWR, vol. 52, n. 2, p. 1-8, Feb 2003.
- FANG, J.; MADHAVAN, S.; ALDERMAN, M., H.; Maternal mortality in New York city: excess
mortality of black women, in J Urban Health, v. 77, n. 4, p. 735-44, Dec 2000.
-FILIPPI, V., New tool for Safe Motherhood programmes: ‘near-misses’ and the sisterhood
method – página Web http:www.liv.ac.uk acessada em 02/08/2002. DFID.
- FOLHA DE SÃO PAULO; Até na hora do parto negra é discriminada. Edição 26/05/2002,
Caderno Cotidiano, p. C1-C3, São Paulo, 2002.
- GOMES, F.B.C., Sistemas de informações sobre mortalidade: considerações sobre a qualidade dos
23

23. dados. Inf Epid do SUS, v. 11, n. 1, jan/mar 2002.
- HERINGER, R., Desigualdades raciais no Brasil: síntese de indicadores e desafios no campo das
políticas públicas, Cad Saúde Pública, Rio de Janeiro, v.18 (suplemento), p. 57-65, 2002.
- IBGE, Fundação. Censo Demográfico 2000, Rio de Janeiro, 1991.
- JACOBER, S. J.; MORRIS, D. A., SOWERS, J. R.; Postpartum blood pressure and insulin
sensitivity in African-American women with recent preeclampsia, Am J Hypertens, 7(10 pt 1): 933-6,
Oct 1994.
- LAURENTI, R.; Mortalidade maternal no Brasil: faltam dados e uma assistência digna, Jornal
da Rede Saúde, n.15, p. 3 e 4, maio de 1998.
- LAURENTI, R.; MELLO JORGE, MªH.P.de; GOTLIEB, S.L.D.; Estudo da mortalidade de
mulheres de 10 a 49 anos no Brasil, Ministério da Saúde, OPAS, Faculdade de Saúde Pública – USP,
2002. (mimeo)
- MACKAY, A. P.; BERG, C.J.; ATRASH, H. K.; Pregnancy-related mortality from preeclampsia and
eclampsia, in: Obstet Gynecol, vol. 97, n. 4, p. 533-8, April 2001.
- MARTINS, A.L. Mulheres negras e mortalidade materna no estado do Paraná, entre 1993 a
1998. Ponta Grossa (PR), 2000. Dissertação (Mestrado). Programa de Pós-Gradução em Saúde Pública
da Universidade Estadual de Ponta Grossa-PR.
- MEHTA, N. J.; MEHTA, R. N.; KHAN, I. A.; Peripartum cardiomyopathy: clinical and therapeutic
aspects, in Angiology; 52(11): 759-62, Nov 2001.
- OLIVEIRA, F. Saúde da população negra: Brasil ano 2001, Brasília, Organização Pan-Americana
da Saúde, 2003.
- _____, Enfrentar a morte materna e neonatal, O Tempo, Caderno Magazine, Belo Horizonte, 3 de
março de 2004.
- PNUD/OPAS/DFID, Política Nacional de Saúde da População Negra – Uma Questão de
Equidade, Subsídios para o Debate, Brasília, 2002.
- PERPÉTUO, I.H.O., Raça e acesso às ações prioritárias na agenda da saúde reprodutiva. Jornal da
RedeSaúde, novembro 2000, n. 22.
- PMSP – Prefeitura Municipal de São Paulo; Relatório do Comitê de Morte Materna de 1999.
Disponível em http://www.prefeitura.saude.sp.gov.br/programas/mulher/document.htm
______
Relatório
do
Comitê
de
Morte
Materna
de
2000.
www.prefeitura.saude.sp.gov.br/programas/mulher/document.htm .
- _____ ; Comitê de Morte Materna: Raça e mortalidade materna: 1993 a 2001, VEGA, C., 2002.
- SAFTLAS, A., F.; KOONIN, L., M.; ATRASH, H., K.; Racial disparity in pregnancy-related
mortality associated with livebirth: can established risk factors explain it? In Am J Epidemiol, vol.
152, n. 5, p. 413-19, 2000.
- SANT’ANNA, W., Dossiê assimetrias raciais no Brasil, Rede Nacional Feminista de Saúde,
Direitos Sexuais e Direitos Reprodutivos, Belo Horizonte, 2003.
- SESRJ – Secretaria de Estado da Saúde do Rio de Janeiro; Relatório do Comitê de Morte Materna
de 1999. Disponível em www.saúde.rj.gov.br/programas/mulher/document.htm .
- _____ ; Relatório do Comitê de Morte Materna de 2000. Disponível em
www.saude.rj.gov.br/programas/mulher/document.htm .
- TANAKA, ACd’A, Mitsuiki L. Estudo da magnitude da mortalidade materna em 15 cidades
brasileiras. São Paulo, 1999. Disponível em www.saude.gov.br/programas/mulher/document.htm.
- _____, Dossiê mortalidade materna, Rede Nacional Feminista de Saúde, Direitos Sexuais e
Direitos Reprodutivos, 2001, em http: www.redesaude.org.br
- VIOLA, R.C.; Mortalidade Materna no Brasil, texto apresentado no IV Encontro dos Comitês de
Morte Materna do Paraná, Curitiba, dez 2003, mimeo.
- VENTURA, M., IKAWA, D., L.L. BARSTED, PIOVESAN, F., Direitos Sexuais e Direitos
Reprodutivos na perspectiva dos direitos humanos: síntese para gestores, legisladores e
operadores do direito, ADVOCACI, Rio de Janeiro, 2003, 120p.
- VOLOCHKO, A. A mensuração da mortalidade materna no Brasil, Sexo & vida – Panorama da
saúde reprodutiva no Brasil, Elza Berquó (org.), Ed. Unicamp, 2003.
- WATERSTONE, M.; BEWLEY, S.; WOLFE, C. Incidence and predictors of severe obstetric
morbidity: case-control study. BMJ, v. 322, May 2001.
24