O sistema cardiovascular materno passa por adaptações progressivas durante a gravidez, como redução da resistência vascular, aumento do volume sanguíneo e outras alterações metabólicas¹. Embora muitos estudos tenham descrito os efeitos dessas alterações na pressão arterial sistêmica (PA), não há consenso sobre a sua variação normal em gravidez não complicada2^,3.

Os distúrbios hipertensivos da gravidez (DHG) representam a maior complicação obstétrica, afetando 5%-10% das gestações, dependendo das características da população estudada, sendo uma das principais causas de morbidade e mortalidade materna e neonatal no mundo4. Os DHG incluem hipertensão crônica, hipertensão gestacional, pré-eclâmpsia e eclâmpsia, sendo considerados a segunda causa mais comum de morte materna direta nos países desenvolvidos5.

A etiologia dos DHG não é clara; no entanto, vários fatores de risco, como índice de massa corporal (IMC), estão associados com sua ocorrência6. Como a prevalência de obesidade aumenta entre as mulheres em idade reprodutiva7, o IMC [peso (kg)/altura2 (m2)] e suas complicações associadas representam um importante problema de saúde pública. A obesidade materna é um significativo fator de risco para morbidade e mortalidade tanto para a mãe quanto para o feto.8 Uma revisão sistemática demonstrou que o aumento de aproximadamente de 5-7 kg/m2 no IMC associou-se com a duplicação do risco de pré-eclâmpsia9.

Com base nesses achados, este estudo visou a descrever a variação nos níveis de pressão arterial sistólica (PAS) e pressão arterial diastólica (PAD) durante gestações não complicadas, de acordo com o IMC.

Este estudo prospectivo de coorte foi realizado em unidade de pré-natal no Rio de Janeiro, Brasil. O recrutamento das gestantes ocorreu livre e continuamente entre novembro de 2009 e outubro de 2011. O acompanhamento durou até julho de 2012. Foram recrutadas 258 mulheres de acordo com os seguintes critérios: idade gestacional na primeira visita inferior a 13 semanas; idade entre 20 e 40 anos; ausência de doença infecciosa ou crônica (exceto obesidade). O estudo compreendeu quatro ondas de seguimento: 4ª-13ª semanas (primeiro trimestre), 14ª-27ª semanas (segundo trimestre), 28ª-40ª semanas (terceiro trimestre), e 30-45 dias de pós‑parto. A primeira onda de seguimento incluiu duas visitas em dias diferentes; dados de PA e IMC foram obtidos na primeira visita, e todas as demais covariáveis usadas para ajuste na análise foram coletadas na segunda visita. As mulheres que compareceram à primeira visita, mas deixaram o estudo antes da segunda visita (n=6), foram excluídas da análise, assim como aquelas com as seguintes características: gestações gemelares (n=4); diagnóstico de doença infecciosa ou não transmissível (n=17); aborto (n=25); e PA não aferida nos intervalos especificados (n=17). A amostra final foi composta de 189 gestantes (Figura 1).

A PAS e a PAD foram medidas com um sistema automático oscilométrico de monitoramento de PA (HEM-742, OMRON, São Paulo, Brasil) validado de acordo com o protocolo internacional da Sociedade Europeia de Hipertensão10. A PA foi medida depois que as mulheres descansaram por pelo menos cinco minutos, sentadas confortavelmente com apoio para as costas, pernas descruzadas e pés apoiados no chão. O braço em que o manguito foi colocado foi despido e apoiado ao nível do coração, com a palma da mão voltada para cima e o cotovelo levemente fletido. As mulheres foram orientadas a não falar durante o procedimento. Utilizaram-se diferentes tamanhos de manguito com base na circunferência do braço. A PA foi medida duas vezes no primeiro trimestre (em dois dias distintos) para determinar se as mulheres tinham hipertensão crônica (valores de PAS ≥ 140 ou PAD ≥ 90 mmHg, antes da 20ª semana gestacional). Cada medida de PA foi realizada duas vezes em todas as ondas de seguimento, com um intervalo aproximado de 30 minutos entre elas. Os valores médios das duas medidas aferidas em cada visita foram usados para análise11.

As mulheres foram pesadas em balança digital (Filizola Ltd., São Paulo, Brasil) e suas alturas medidas duas vezes com o estadiômetro Seca Portable (Seca Ltd., Hamburgo, Alemanha). Utilizou-se a média dos dois valores de altura para calcular o IMC. Obteve-se o IMC do início da gestação antes da 13ª semana gestacional. As medidas antropométricas foram padronizadas e realizadas por entrevistadores treinados12. O IMC foi classificado em duas categorias, usando-se os pontos de corte propostos pela Organização Mundial da Saúde13 (peso normal, 18,5–24,9 kg/m²; excesso de peso, ≥ 25,0 kg/m²). As categorias de IMC foram criadas juntando‑se mulheres de baixo peso e aquelas com peso normal em um grupo, e mulheres com sobrepeso e obesas em outro. Apenas sete mulheres se encontravam com baixo peso, e a análise de sensibilidade não mostrou diferença na magnitude ou significância dos resultados quando estas foram incluídas ou excluídas.

Estimou-se a idade gestacional (em semanas) usando-se preferencialmente ultrassom antes da 26ª semana gestacional ou, alternativamente, a data da última menstruação referida. As seguintes variáveis foram também consideradas na análise: idade materna (anos); cor da pele autorreferida (branca/negra/parda); paridade (nulípara/multípara); tabagismo atual (sim/não); estado civil (mora com parceiro/não mora com parceiro); nível de escolaridade (<8/≥8 anos) e prática de atividade física nos períodos de lazer antes da gravidez (sim/não). As variáveis dependentes foram testadas para normalidade usando-se o teste de Shapiro-Wilk. Possíveis diferenças nas distribuições de confundidores, de acordo com as categorias de IMC, foram avaliadas usando-se o teste do qui-quadrado para proporções. O padrão de variação da PA foi avaliado com modelos de regressão linear longitudinal, usando-se PAS e PAD como variáveis dependentes e idade gestacional e idade gestacional quadrática como variáveis independentes indicadoras de tempo. Para melhorar a adequação do modelo, usou-se o termo quadrático para idade gestacional. As alterações prospectivas de PAS e PAD, de acordo com o IMC do início da gravidez, foram avaliadas por meio de regressão linear longitudinal após ajuste para confundidores, como paridade, tabagismo atual, estado civil, anos de escolaridade e prática de atividade física nos períodos de lazer. As comparações entre mulheres elegíveis perdidas durante o seguimento e a amostra final foram realizadas com o teste do qui-quadrado para proporções.

As análises estatísticas foram realizadas usando-se o programa STATA (Data Analysis and Statistical Software) versão 12.0 (Stata Corp., College Station, Texas, EUA). As diferenças foram consideradas estatisticamente significativas para p < 0,05.

O protocolo do estudo foi aprovado pelo comitê de ética em pesquisa da Secretaria Municipal de Saúde da cidade do Rio de Janeiro (número 0139.0.314.000-09). Todos os participantes assinaram o termo de consentimento livre e esclarecido, obtido livre e espontaneamente depois de todas as explicações necessárias.

As características da amostra não diferiram de acordo com as categorias de IMC do início da gravidez (p>0,05). A maioria das mulheres tinha menos de 30 anos (73,5%), era parda ou negra (73,5%), multípara (58,2%), vivia com o companheiro (78,8%), tinha pelo menos oito anos de escolaridade (71,4%) e não praticava atividade física nos períodos de lazer antes da gestação (74,3%) (Tabela 1). Nenhuma dessas variáveis diferiu significativamente entre mulheres elegíveis perdidas durante o seguimento e a amostra final, indicando uma perda não seletiva (dados não apresentados).

Para a amostra global, os valores médios de PAS para os primeiro, segundo e terceiro trimestres e pós-parto (IC 95%) foram 109,7 (108,4 – 111,1), 107,8 (106,4 – 109,2), 111,0 (109,5 – 112,5) e 114,6 (112,9 – 116,3), respectivamente. Os valores médios de PAD para os primeiro, segundo e terceiro trimestres e pós-parto (IC 95%) foram 66,7 (65,6 – 67,8), 64,4 (63,3 – 65,4), 67,0 (65,8 – 68,1) e 73,3 (72,0 – 74,7), respectivamente. Os coeficientes de regressão longitudinal demostraram que as médias de PAS e PAD diminuíram do primeiro para o segundo trimestre [β_PAS=-0,394 (-0,600 – -0,188), β_PAD=-0,617 (-0,780 – -0,454)] e subsequentemente elevaram-se do segundo trimestre para o pós-parto [β_PAS=0,010 (0,006 – 0,014), β_PAD=-0,015 (-0,767 – -0,442)] (Figura 2).

A PAS média diferiu significativamente entre os grupos de IMC em todos os trimestres gestacionais. A PAD média foi significativamente maior entre mulheres com sobrepeso/obesas apenas nos primeiro e terceiro trimestres. As médias de PAS e PAD não diferiram entre os grupos de IMC no pós‑parto. O modelo de regressão linear longitudinal mostrou que o IMC associou-se positivamente com alterações prospectivas de PAS e PAD [β=7,055 (4,499 – 9,610) e β=3,201 (1,136 – 5,266), respectivamente] durante a gravidez (Figura 3).

Os principais achados deste estudo corroboram o padrão conhecido de PA durante a gravidez saudável. As mulheres do estudo apresentaram uma redução no segundo trimestre, seguida por elevação progressiva na PAS e na PAD até 30-45 dias pós-parto. Além disso, nossos resultados indicaram forte associação entre IMC do início da gravidez e PAS/PAD. As mulheres que começaram a gravidez com IMC nas categorias de sobrepeso ou obesidade apresentaram valores mais altos de PAS e PAD em todos os trimestres gestacionais.

Embora muitos estudos tenham demostrado esse mesmo padrão de PA durante a gravidez14^-17, alguns autores obtiveram resultados diferentes, como elevação de PA no segundo trimestre ao invés de queda18^-20. Por isso, a publicação de novos achados faz-se necessária. A descrição de valores usuais e de variações de PAS e PAD em gestações saudáveis é importante para a detecção pré‑natal de variações anormais que possam estar relacionadas ao desenvolvimento de desfechos adversos. Estudos para esclarecer tais assuntos devem ser encorajados.

Grindheim e cols.17 acompanharam uma coorte com quatro visitas durante a gravidez para avaliar a variação da PA. Sua amostra era muito similar à nossa em termos de idade, paridade, IMC, e idade gestacional na ocasião das medidas de PA. O principal achado desse estudo foi a redução estatisticamente significativa na PAS e na PAD até a metade da gravidez (22-24 semanas), seguido de elevação progressiva até o parto, corroborando nossos resultados. Entretanto, sua amostra era menor (n = 63) e constituída apenas por mulheres norueguesas, uma população muito homogênea.17

Nama e cols.20 relataram elevação progressiva na PAS e na PAD em grávidas brancas primíparas saudáveis vivendo em Londres. Os autores discutiram a importância da realização de estudos similares com populações heterogêneas, considerando-se fatores como o IMC. Outros estudos também encontraram aumentos progressivos na PAS em populações homogêneas18^-19. No entanto, não há estudos que tenham monitorado a PA de gestantes adultas saudáveis do Brasil, um país com população muito heterogênea.

Outro ponto a ser considerado é o valor médio de PAS e de PAD no nosso estudo. Outros estudos similares acharam valores bem mais altos em todos os trimestres gestacionais19^,21^-23, semelhante ao grupo de mais alto IMC na nossa amostra. Em estudo recente, MacDonald-Wallis e cols.23, na tentativa de estabelecer valores de PA de referência durante a gravidez, relataram médias de PAS e PAD mais altas nas semanas 12 e 37 de gestações normais em comparação aos nossos resultados. Considerando-se que a possibilidade de mudar os pontos de corte para o diagnóstico de DHG foi discutida, é importante considerar as diferenças nos valores de PA para diferentes populações e categorias de IMC24.

Embora se tenha observado um padrão similar de variabilidade em mulheres de peso normal ou excessivo, aquelas que iniciaram a gestação com sobrepeso ou obesas apresentaram valores significativamente mais elevados de PAS em todos os trimestres e de PAD no primeiro e terceiro trimestres gestacionais. Resultados semelhantes foram relatados em outras populações16^,19. Isso indica que a variação normal de PA difere entre as categorias de IMC. Se uma mulher com IMC adequado apresenta PAS ou PAD inferior a 140 ou 90 mmHg, respectivamente, mas superior ao valor médio para sua categoria de IMC, isto pode indicar risco aumentado para desfechos adversos; quando comparada a uma mulher que inicia a gravidez obesa e apresenta valores de PA semelhantes.

Alguns autores consideram a PA no pós-parto como sendo a PA normal de não gestantes; por vezes a PA no pós-parto é usada como uma medida pré-gravidez17. Extrapolando para nossos resultados, pode-se dizer que não existe variabilidade de PA fora da gravidez entre os grupos de IMC. Em suma, a diferença estatisticamente significativa de PA entre os grupos no primeiro trimestre indica que a queda de PA no início da gravidez possa ser maior entre aquelas com IMC mais baixo.

Alguns pontos fortes e limitações deste estudo devem ser salientados. Trata-se do primeiro estudo a avaliar dados longitudinais de PA em um grupo de gestantes brasileiras. Além disso, usamos uma análise estatística robusta, considerando os dados com medidas repetidas, não apenas comparando as médias. Quanto às limitações, a avaliação de pontos adicionais durante a gravidez forneceria um padrão de variabilidade mais completo. Além disso, o uso de monitoração ambulatorial de pressão arterial para aferir as variações ao longo do dia seria importante. Outra limitação potencial foi a perda de seguimento de 11,3% das participantes deste estudo. Entretanto, a técnica estatística utilizada para investigar a influência do IMC na PA é eficiente mesmo na falta de alguns valores da amostra do estudo25.

Este estudo apresenta novos dados sobre o padrão de variabilidade de PA ao longo da gravidez, assunto que tem despertado grande interesse recentemente. Observamos que a PAS e a PAD decrescem do início da gestação até a metade, para então subirem até 30-45 dias após o parto. Tais achados também reforçam o papel do IMC na PAS e na PAD, enfatizando a importância de se considerar tal variável nos estudos sobre PA na gravidez, assim como durante o pré-natal.