Prevalence and predictors of breastfeeding in the MINA-Brazil cohort

Paola S Mosquera; Bárbara H Lourenço; Alicia Matijasevich; Marcia C Castro; Marly A Cardoso

doi:10.11606/s1518-8787.2023057005563

. 2024 Feb 1;57(Suppl 2):2s. doi: 10.11606/s1518-8787.2023057005563

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Prevalence and predictors of breastfeeding in the MINA-Brazil cohort

Paola S Mosquera ^I, Bárbara H Lourenço ^I, Alicia Matijasevich ^II, Marcia C Castro ^III, Marly A Cardoso ^I,^✉

PMCID: PMC10897961 PMID: 38422331

ABSTRACT

OBJECTIVE

To describe the prevalence and factors associated with exclusive (EBF) and continued breastfeeding (BF) practices among Amazonian children.

METHODS

Data from 1,143 mother-child pairs recorded on the Maternal and Child Health and Nutrition in Acre (MINA-Brazil) birth cohort were used. Information on EBF and BF was collected after childbirth (July 2015–June 2016) and during the follow-up visits at 1 and 6 months postpartum, 1, 2, and 5 years of age. For longitudinal analysis, the outcomes were EBF and BF duration. Probability of breastfeeding practices were estimated by Kaplan-Meier survival analysis. Associations between baseline predictors variables and outcomes among children born at term were assessed by extended Cox regression models.

RESULTS

EBF frequencies (95% confidence interval [95%CI]) at 3 and 6 months of age were 33% (95%CI: 30.2–36.0) and 10.8% (95%CI: 8.9–12.9), respectively. Adjusted hazard ratio for predictors of early EBF cessation were: being a first-time mother = 1.47 (95%CI: 1.19–1.80), feeding newborns with prelacteals = 1.70 (95%CI: 1.23–2.36), pacifier use in the first week of life = 1.79 (95%CI: 1.44–2.23) or diarrhea in the first two weeks of life = 1.70 (95%CI: 1.15–2.52). Continued BF frequency was 67.9% (95%CI: 64.9–70.8), 29.3% (95%CI: 26.4–32.4), and 1.7% (95%CI: 0.9–2.8) at 1, 2 and 5 years of age, respectively. Adjusted hazard ratio for predictors of early BF cessation were: male sex = 1.23 (95%CI: 1.01–1.49), pacifier use in the first week of life = 4.66 (95%CI: 2.99–7.26), and EBF less than 3 months = 2.76 (95%CI: 1.64–4.66).

CONCLUSIONS

EBF and continued BF duration among Amazonian children is considerably shorter than recommendations from the World Health Organization. Significant predictors of breastfeeding practices should be considered for evaluating local strategies to achieve optimal breastfeeding practices.

DESCRIPTORS: Breastfeeding, Survival Analysis, Risk Factors, Cohort Studies

INTRODUCTION

The World Health Organization (WHO)¹ and the Brazilian Ministry of Health recommend exclusive breastfeeding (EBF) for up to 6 months of age and continued breastfeeding (BF) until 2 years or more along with adequate complementary feeding. Benefits² for maternal, child and population health reinforce this guidance. Nevertheless, the 2013-2018 global rates of EBF under six months and BF up to two years were approximately 41% and 45%, respectively³.

Since 1981, after implementation of the National Breastfeeding Incentive Program, several successful measures adopted by Brazil to improve BF rates⁴ have positioned the country as a model for implementing breastfeeding policies. However, despite tangible progress and continuous efforts made in the last decades, results from the Estudo Nacional de Alimentação e Nutrição Infantil (ENANI – Brazilian National Study of Child Nutrition)⁵, conducted in 2019 with a probabilistic sample of children under 5 years of age, showed a 45.8% EBF prevalence among infants younger than 6 months, with lower prevalence in Northern (40%) and Northeastern (39%) Brazil. BF frequency among children aged 20–23 months was 35.5%, with higher rates observed in the Northeast (48%), South (43%), and North (39%) regions.

In light of the 2030 WHO goals for at least 70% of EBF among infants under 6 months and 60% of BF at 2 years of age³, the latest national figures have fallen short of the expected global goals. According to a geospatial analysis of EBF prevalence in low- and middle-income countries (LMICs) from 2000 to 2018, Brazil has a low probability of meeting the EBF collective goals⁶. Thus, the country must intensify its efforts to protect, promote, and support breastfeeding taking into consideration the rates of BF practices⁴ and their determinants⁷, which vary according to specific regions and contexts.

Given the current challenging scenario, local investigations on breastfeeding duration predictors, together with general data provided by nationwide surveys, are crucial to optimize public health efforts, especially among vulnerable populations. However, few studies have focused on factors affecting BF rates among Amazonian children^8–10, who have the most unfavorable living conditions in Brazil¹¹. We hypothesized that sociodemographic, obstetric, perinatal, and mother-child characteristics at early life would be associated with EBF and BF duration in an urban Amazonian setting. Here, we describe the prevalence and factors associated with breastfeeding practices among children from birth to five years of age in an Amazonian city.

METHODS

Study Design and Population

Our study population consisted of mother-child pairs enrolled in the MINA-Brazil (Maternal and Child Health and Nutrition in Acre), a population-based birth cohort study conducted in Cruzeiro do Sul, Acre State, Western Brazilian Amazon. With roughly 90,000 inhabitants, of which 72% live in the urban area, the municipality has only one maternity hospital. Despite not being certified as a Baby Friendly Hospital, the facility has rooming-in beds, assistance by the kangaroo method, a weekly course on the Shantala technique for babies from the first month of life, and a human milk bank⁸.

Between July 2015 and June 2016, all women who gave birth in the local maternity and agreed to participate in the study were interviewed up to 12 hours after delivery. Follow-up assessments were performed by phone interviews one month after delivery and by visits to healthcare units when the children were 6–8 months, 1, 2, and 5 years of age¹². Only single live births without any contraindication for breastfeeding¹³ were eligible for the present analysis. Mother-child pairs who did not participate in any of the follow-up assessments were excluded as no data on EBF or BF duration were available. Written informed consent was obtained at enrollment from study participants or from caregivers in the case of teenage mothers. The ethical review board of the Faculdade de Saúde Pública da Universidade de São Paulo (# 872.613, 2014; # 2.358.129, 2017) approved all the research procedures.

Data Collection and Procedures

At baseline, the following maternal and perinatal covariates were collected by face-to-face interviews or from maternity medical records¹²: maternal age at delivery (< 19 or ≥ 19 years), maternal schooling (≤ 9 or > 9 years), self-reported skin color (white or non-white: black, brown, indigenous, and yellow), mother living with a partner (yes or no), wealth index (below or above average, as estimated by principal component analysis based on household assets), parity (primiparous or multiparous), number of antenatal care visits (ANC, < 6 or ≥ 6 visits), smoking during pregnancy (yes or no), maternal body weight at delivery (g), gestational age at delivery (GA, in weeks), type of delivery (vaginal or cesarean), child's sex (male or female), birthweight (BW, g), breastfeeding in the first hour (yes or no), and prelacteal feeding (yes or no). GA at delivery was categorized as less than 37 weeks (yes or no) to define preterm birth. BW (g) was categorized as low BW (LBW < 2,500 g). Small for GA (SGA, BW for GA < 10^th percentile) was defined using the Intergrowth-21^st Project charts for newborn size according to gestational age and sex. Data on malaria during pregnancy (yes or no) were obtained from the Ministry of Health's electronic database, as described elsewhere¹².

Maternal height (m) and pre-pregnancy weight (kg) were collected from the prenatal card. Pre-pregnancy body mass index (BMI) was categorized as underweight (< 18.5 kg/m²), normal weight (18.5–24.9 kg/m²), overweight (25.0–29.9 kg/m²), or obese (≥ 30.0 kg/m²) according to WHO specifications. For the current analysis, we further categorized the pre-pregnancy BMI as < 25 kg/m² or ≥ 25 kg/m². Maternal gestational weight gain (GWG) was estimated by the difference between weight at delivery and pre-pregnancy weight. Based on pre-pregnancy BMI categories, GWG was classified as insufficient, adequate, or excessive according to the Institute of Medicine 2009 guidelines.

At the 1-month follow-up interview, we obtained additional information on the occurrence of sore breast or cracked nipples in the puerperium (yes or no), pacifier use (yes or no) and child's age in days at which the pacifier was offered, and infant health conditions, such as diarrhea, fever, wheezing and dry cough (yes or no), and the corresponding child's age at such episodes⁸. Pacifier use was categorized as in the first week of life (yes or no). Occurrence of diarrhea, fever, wheezing, and dry cough were categorized in the first 15 days of life (yes or no).

In all follow-up interviews, we asked the mothers whether the child was being breastfed (yes or no) and, if not, the age of weaning. At 1- and 6-month interviews, we assessed the age of introduction of liquids, semi-solid and solid foods since birth, as well as bottle use in the first 6 months (yes or no).

Children fed breast milk without other foods or drinks, including water, except prescribed medicines, oral rehydration solutions, vitamins and minerals, as defined by the WHO, were considered exclusively breastfed. Outcomes of interest consisted of EBF continuous variables in the first 6 months of life and BF during the first 5 years of age (in days). Minimum confirmed EBF or BF duration was used for children without data on EBF or BF cessation due to missed follow-ups (EBF, n = 58; BF, n = 279). EBF was also categorized as < 3 and ≥ 3 months to be analyzed as a exposure of continued BF.

Statistical Analysis

Maternal and child characteristics were described as absolute frequencies and proportions (%). Baseline characteristics of the participants were compared with those lost to follow-up by using the chi-square test. EBF prevalence at 3 and 6 months, and BF prevalence at 1, 2, and 5 years of age were estimated, with their respective 95% confidence intervals (95%CI). The median duration of EBF and BF, and their probability at any point in time up to 6 months and up to 5 years, respectively, were estimated using Kaplan-Meier survival analysis. Children who were exclusively breastfed at 6 months or continued to be breastfed at 5 years of age were censored cases for this analysis, as were those lost to follow-up. Children who interrupted EBF or BF within the study period were considered failures.

According to the Schoenfeld global test and visual inspection of Kaplan-Meier survival curves, the proportional hazards assumption for Cox models was not met; thus, extended Cox regression models with fixed and time-varying covariates were performed to estimate the associations between exposure variables and EBF interruption before six months and BF cessation before two years. This analysis excluded preterm infants due to the greater risk of feeding difficulties¹³. Results were expressed as crude and adjusted hazard ratios (HR_a) with 95%CI. Statistical significance was set at p < 0.05. The selection of exposures followed conceptual hierarchical models of factors associated with EBF¹⁴ and BF¹⁵ at four levels of determination: distal (socio-economic and demographic factors), distal-intermediate (obstetric factors), intermediate-proximal (perinatal characteristics) and proximal (mother-child characteristics in early life). Distal estimates were adjusted for all variables at that level of determination; those associated with the outcome were retained for model adjustment at the subsequent levels. Statistical analyses were performed using Stata version 15.0 (StataCorp, College Station, TX, USA).

RESULTS

The MINA-Brazil birth cohort study comprised 1,246 participants at baseline. After exclusion of 22 twins, one newborn with cleft palate, and one HIV-positive mother, a total of 1,222 mother-child pairs remained eligible for the present analysis. Of these, 138 mother-child pairs did not participate in either the 1- or 6-month follow-up assessments, and 79 did not participate in any of the follow-up visits conducted up to 5 years of age (six children died; of these, three lacked data for breastfeeding). Information on EBF and BF duration was therefore available for 1,084 (88.7% of those eligible) and 1,143 (93.5% of those eligible) participants, respectively. The women excluded from the analysis due to lack of EBF or BF information had similar sociodemographic characteristics to those included, except for schooling level (< 9 years of schooling: EBF, 34.1% versus 45.8%; BF, 34.3% versus 51.3%) and wealth index (below average: EBF, 48.9% versus 59.4%; BF, 48.7% versus 69.7%).

Table 1 summarizes the baseline characteristics of mother-child pairs. Among the participating women, 87.6% declared themselves to be non-white (78.4% brown, 3.4% black, 4.6% yellow, and 1.2% Indigenous). About half of the women were primiparous (46.5%) and had a vaginal delivery (53.5%). As for newborns, 7.7% were born preterm and 13.1% were fed prelacteals (87.8% formula, 11.5% glucose water, and one child was given parenteral nutrition), a practice more prevalent among preterm (50%) than term (10%) newborns (p < 0.01). In the postnatal period, 12.2% of the newborns were offered a pacifier in the first week of life.

Table 1. Participant characteristics at baseline in the MINA-Brazil birth cohort with breastfeeding status information up to 5 years of age (n = 1,143).

Mother's characteristics		Total of participants n = 1,143^a	Child's characteristics		Total of participants n = 1,143^a
Mother's characteristics		n (%)	Child's characteristics		n (%)
Maternal age at delivery (years)			Sex
	< 19	207 (18.1)		Female	572 (50.1)
	≥ 19	936 (81.9)		Male	571 (49.9)
Maternal schooling (years)			Preterm birth
	≤ 9	382 (34.4)		Yes (< 37 weeks)	88 (7.7)
	> 9	730 (65.6)		No (≥ 37 weeks)	1,055 (92.3)
Maternal self-reported skin color			Low birth weight
	White	138 (12.4)		Yes (< 2,500 grams)	79 (6.9)
	Black, brown, indigenous, and yellow	975 (87.6)		No (≥ 2,500 grams)	1,063 (93.1)
Woman living with her partner			Small for gestational age
	Yes	860 (77.3)		Yes	94 (8.2)
	No	253 (22.7)		No	1,048 (91.8)
Household wealth index			Breastfeeding within the first hour
	Below average	558 (50.1)		Yes	956 (88.6)
	Above average	555 (49.9)		No	123 (11.4)
Parity			Prelacteal feeding
	Primiparous	517 (46.5)		Yes	149 (13.1)
	Multiparous	596 (53.5)		No	994 (86.9)
Antenatal care visits			Pacifier use in the first week of life
	< 6	256 (22.6)		Yes	128 (12.2)
	≥ 6	879 (77.4)		No	920 (87.8)
Smoking during pregnancy			Diarrhea in the first 15 days of life
	Yes	51 (4.6)		Yes	32 (3.6)
	No	1,062 (95.4)		No	856 (96.4)
Malaria during pregnancy			Fever in the first 15 days of life
	Yes	79 (6.9)		Yes	62 (7.0)
	No	1,064 (93.1)		No	826 (93.0)
Pre-pregnancy body mass index^b			Wheezing in the first 15 days of life
	<25 Kg/m²	678 (64.8)		Yes	153 (17.2)
	≥ 25 Kg/m²	369 (35.2)		No	735 (82.8)
Gestational weight gain^c			Dry cough in the first 15 days of life
	Not excessive	688 (65.8)		Yes	30 (3.4)
	Excessive	357 (34.2)		No	858 (96.6)
Type of delivery			Bottle use in the first 6 months
	Vaginal	612 (53.5)		Yes	806 (83.4)
	Cesarean	531 (46.5)		No	161 (16.6)
Breast problems in the puerperium^d
	Yes	509 (57.4)
	No	378 (42.6)

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Totals may differ due to missing values.

According to the World Health Organization standards (WHO, 1995).

According to the Institute of Medicine Guidelines, 2009.

Sore breast, cracked nipples or both.

EBF prevalence was 33% (95%CI: 30.2–36.0) at 3 months of age, and decreased to 10.8% (95%CI: 8.9–12.9) at 6 months. Although 67.9% (95%CI: 64.9–70.8) of the children were breastfed for up to 1 year of age, only 29.3% (95%CI: 26.4–32.4) continued to breastfeed for up to 2 years. At 5 years of age, 1.7% (95%CI: 0.9–2.8) of the children were still breastfed. The median duration of exclusive and continued breastfeeding was 30 days and 457 days, respectively (Figure 1). Figure 2 shows the Kaplan-Meier survival curves. Considering all children eligible for follow-up, the probability of infants being exclusive breastfed at 3 and 6 months of age was 29.3% and 11.8%, respectively. Median EBF duration was 30 days. The probability of children being breastfed at 1, 2, and 5 years of age was 65.5%, 34.5%, and 2.4%, respectively. Median BF duration was 488 days (16 months).

Table 2 summarizes the crude and adjusted estimates for factors affecting EBF duration up to 6 months of age among term infants (n = 1,003). The final model, time-dependent for parity and prelacteal feeding, showed no effect of ANC visits, breast problems, and newborn episodes of fever, wheezing and dry cough on EBF duration. However, children of primiparous women presented a 47% higher risk of early EBF cessation (HR_a = 1.47; 95%CI: 1.19–1.80) compared with babies of multiparous mothers. Similarly, newborns who were fed prelacteals (HR_a = 1.70; 95%CI: 1.23–2.36) or those who were offered a pacifier in the first week of life (HR_a = 1.79; 95%CI: 1.44–2.23) presented higher risks of early EBF cessation, when compared with their counterparts. Occurrence of diarrhea within the first 15 days of life was also associated with earlier EBF cessation (HR_a = 1.70; 95%CI: 1.15–2.52).

Table 2. Crude and adjusted extended Cox regression models for predictors of exclusive breastfeeding cessation before 6 months of age among term infants in the MINA-Brazil cohort.

Characteristics	Crude HR (95%CI)	Distal level	Distal intermediate level	Proximal intermediate level	Proximal level
Characteristics	Crude HR (95%CI)	HRa (95%CI)	HRa (95%CI)	HRa (95%CI)	HRa (95%CI)
Maternal age at delivery < 19 years	1.29 (1.08–1.53)	0.98 (0.79–1.21)
Maternal schooling ≤ 9 years	1.14 (0.99–1.32)	1.15 (0.98–1.35)
Maternal non-white self-reported skin color	1.09 (0.87–1.35)	1.03 (0.82–1.28)
Woman living with her partner	0.77 (0.65–0.90)	0.84 (0.71–1.00)
Household Wealth Index below mean	1.12 (0.97–1.28)	1.07 (0.93–1.24)
Primiparous mother^a	1.63 (1.34–1.97)	1.62 (1.32–2.00)	1.73 (1.41–2.13)	1.72 (1.41–2.10)	1.47 (1.19–1.80)
Antenatal care visits < 6	1.21 (1.02–1.43)		1.34 (1.11–1.62)	1.30 (1.09–1.56)	1.17 (0.97–1.41)
Smoking during pregnancy	1.25 (0.90–1.72)		1.37 (0.96–1.96)
Malaria during pregnancy	1.07 (0.83–1.38)		1.11 (0.84–1.46)
Pre-pregnancy body mass index^b > 25 kg/m²	1.04 (0.90–1.20)		1.08 (0.93–1.27)
Excessive gestational weight gain^c	1.05 (0.90–1.21)		1.07 (0.92–1.25)
Cesarean delivery	0.81 (0.70–0.93)			0.89 (0.76–1.03)
Male baby	1.11 (0.97–1.27)			1.12 (0.97–1.29)
Low birth weight	0.93 (0.61–1.41)			0.79 (0.49–1.28)
Small for gestational age	1.08 (0.84–1.39)			1.08 (0.81–1.44)
Breastfeeding within the first hour	1.33 (1.02–1.73)			1.32 (1.00–1.74)
Prelacteal feeding^a	1.35 (1.00–1.83)			1.48 (1.05–2.08)	1.70 (1.23–2.36)
Breast problems in the puerperium^d	1.22 (1.04–1.41)				1.11 (0.94–1.30)
Pacifier use in the first week of life	1.70 (1.40–2.07)				1.79 (1.44–2.23)
Diarrhea in the first 15 days of life	1.55 (1.06–2.26)				1.70 (1.15–2.52)
Fever in the first 15 days of life	1.27 (0.96–1.68)				1.20 (0.98–1.66)
Wheezing in the first 15 days of life	1.25 (1.03–1.51)				1.25 (0.94–1.66)
Dry cough in the first 15 days of life	0.96 (0.64–1.44)				0.81 (0.53–1.24)

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HR: hazard ratio; HR_a: adjusted hazard ratio; 95%CI: 95% confidence interval.

Note: Complete case analysis (proximal model, n = 793). Totals differ due to missing values for covariates.

Time-varying covariates.

According to the World Health Organization standards.

According to the Institute of Medicine Guidelines, 2009.

Sore breast, cracked nipples or both.

Table 3 shows crude and adjusted estimates for factors affecting BF duration up to 2 years of age among children born at term (n = 1,055). The final model, time-dependent for pacifier use and EBF up to 3 months of age, showed that male children (HR_a = 1.23; 95%CI: 1.01–1.49), infants who were offered a pacifier within the first week of life (HR_a = 4.66; 95%CI: 2.99–7.26), and those exclusively breastfed less than 3 months (HR_a = 2.76; 95%CI: 1.64–4.66) had a higher risk of BF cessation before 2 years of age, when compared with the reference group.

Table 3. Crude and adjusted extended Cox regression models for predictors of breastfeeding cessation before 2 years of age among term infants in the MINA-Brazil cohort.

Characteristics	Crude	Distal level	Distal intermediate level	Proximal intermediate level	Proximal level
Characteristics	HR (95% CI)	HRa (95%CI)	HRa (95%CI)	HRa (95%CI)	HRa (95%CI)
Maternal age at delivery < 19 years	1.13 (0.91–1.40)	1.12 (0.87–1.44)
Maternal schooling ≤ 9 years	0.96 (0.80–1.14)	0.97 (0.80–1.18)
Maternal non-white self-reported skin color	0.79 (0.63–1.00)	0.78 (0.62–0.99)	0.78 (0.62–1.00)	0.82 (0.64–1.04)	0.76 (0.57–1.03)
Woman living with her partner	0.79 (0.65–0.95)	0.79 (0.64–0.96)	0.76 (0.62–0.92)	0.79 (0.65–0.97)	0.87 (0.70–1.09)
Household Wealth Index below mean	0.88 (0.75–1.03)	0.87 (0.73–1.04)
Primiparous mother	1.01 (0.86–1.19)	0.91 (0.75–1.10)
Antenatal care visits < 6	0.91 (0.74–1.13)		0.90 (0.71–1.13)
Smoking during pregnancy	1.09 (0.74–1.60)		1.03 (0.69–1.54)
Malaria during pregnancy	0.97 (0.71–1.33)		1.01 (0.73–1.40)
Pre-pregnancy body mass index^a > 25 kg/m²	0.94 (0.79–1.12)		0.92 (0.77–1.10)
Excessive gestational weight gain^b	0.99 (0.83–1.18)		1.00 (0.84–1.20)
Cesarean delivery	0.91 (0.77–1.07)			0.90 (0.75–1.07)
Male baby	1.29 (1.09–1.51)			1.29 (1.09–1.53)	1.23 (1.01–1.49)
Low birth weight	1.27 (0.81–1.99)			1.16 (0.69–1.92)
Small for gestational age	1.12 (0.91–1.60)			1.08 (0.79–1.51)
Breastfeeding within the first hour	1.06 (0.78–1.43)			1.12 (0.80–1.50)
Prelacteal feeding^c	1.30 (0.80–2.10)			1.40 (0.84–2.35)
Breast problems^d	1.10 (0.91–1.33)				1.03 (0.84–1.26)
Pacifier use in the first week of life^c	4.70 (3.15–7.00)				4.66 (2.99–7.26)
Diarrhea in the first 15 days of life	1.10 (0.67–1.68)				1.03 (0.64–1.68)
Fever in the first 15 days of life	1.30 (0.92–1.83)				1.42 (1.00–2.02)
Wheezing in the first 15 days of life	1.01 (0.80–1.28)				0.91 (0.70–1.17)
Dry cough in the first 15 days of life	1.57 (0.96–2.55)				1.22 (0.70–2.12)
Exclusive breastfeeding < 3 months^c	2.82 (1.92–4.13)				2.76 (1.64–4.66)
Bottle use while breastfeeding	1.55 (1.16–2.06)				1.28 (0.91–1.81)

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HR: hazard ratio; HR_a: adjusted hazard ratio; 95%CI: 95% confidence interval.

Note: Complete case analysis (proximal model n = 701). Totals differ due to missing values for covariates.

According to the World Health Organization standards.

According to the Institute of Medicine Guidelines, 2009.

Time-varying covariates.

Sore breast, cracked nipples or both.

DISCUSSION

Our findings for this specific Amazonian region indicate that a small proportion of infants were exclusively breastfed up to 3 (33%) and 6 months (10.8%) of life. Continued BF frequencies were 67.9%, 29.3%, and 1.7% at 1, 2, and 5 years of age, respectively. Our results show that obstetric, perinatal and mother-child characteristics in early life determine the duration of breastfeeding practices among Amazonian children. Primiparity, prelacteal feeding, pacifier use, and episodes of diarrhea in the first two weeks of life were predictors of EBF interruption among term infants. Being male, pacifier use in the first week of life, and lower EBF duration (< 3 months) were predictors of BF cessation before 2 years of age.

EBF rates can be considered below the Brazilian nationwide estimates for children between 4 and 5 months of age (23.3%), according to ENANI in 2019⁵. The continued BF percentages found were higher than the national estimate at 1 year (52.1%), and similar (35.5%)⁵ at 2 years. However, all indicators were below the WHO recommendations.

In a previous analysis, we observed that children of multiparous women were exclusively breastfed for longer within the first month of life⁸. The present findings corroborate that parity remained associated with EBF duration during the first six months. Children of primiparous women presented a 47% higher risk of early EBF cessation. Although primiparity has already been negatively associated with exclusive breastfeeding in several studies¹⁴, this finding is not unanimous⁷. Underlying this relationship is the hypothesis that unlike first-time mothers, women with previous experience in breastfeeding probably have greater knowledge about infant care and feeding, resulting in greater confidence to breastfeed. In line with this assumption, high frequencies of continued BF have already been registered in Northern Brazil⁴, suggesting that most mothers undergo lactation and could be better prepared for EBF maintenance. A previous study showed that first-time mothers had more doubts regarding infant feeding and were discharged from the hospital later than multiparous women¹⁶. Considering that no previous BF experience or a disappointing one may negatively impact BF of the next child¹⁷, greater efforts should be made in supporting primiparous women to achieve a first positive BF experience.

Although few maternal-infant health conditions justify the temporary or permanent use of breast milk substitutes¹³, we found that 13% of the newborns were prelacteal fed and presented a 70% higher risk of early EBF cessation. Our estimate was lower than the prevalence of prelacteal feeding found in LMICs (33.9%) from 2010 to 2019¹⁸ and the prevalence of formula supplementation during hospital stay reported by a Canadian population-based birth cohort study (25.9%) conducted between 2009 and 2012¹⁹. However, it was similar to that found in a cohort study conducted in Rio Branco, Acre state, where 15% of the infants received formula supplementation before hospital discharge¹⁰. A recent retrospective cohort study including 85 LMICs has shown that prelacteal feeding was inversely associated with EBF in children under six months of age. Moreover, children were more likely to be fed formula if given prelacteal feeds¹⁸. Similarly, a meta-analysis of prospective studies observed a strong relationship between prelacteal feeding and EBF cessation²⁰. Our finding points to the need for targeted interventions to educate health professionals on the harmful consequences from unnecessary use of breast milk substitutes and on BF management for supporting mothers from the early stages of pregnancy to initiate and establish EBF.

The protective effect of breastfeeding against infectious diseases is well documented in the literature². A previous study on the MINA-Brazil cohort showed that children who were born to women that had gestational malaria and were breastfed for at least 12 months presented a decreased risk for malaria infection during the first 2 years of life²¹. Respiratory and gastrointestinal illnesses have been reported in BF infants from low-income populations, which are exposed to precarious environments and have limited access to healthcare^8,22. The present study found that diarrhea within the first 15 days of life was associated with earlier EBF cessation. Some studies suggested that most mothers continue to breastfeed their children when they get sick²³; however, teas for colic and gas relief are commonly offered from the first days of life²⁴ compromising EBF until the recommended age.

Pacifier use in the first week of life incurred in a risk 1.79 and 4.66 times higher, respectively, for EBF and BF cessation before recommended, showing that its negative effect extends beyond early life⁸. Despite previous evidence relating the use of pacifier to shorter EBF¹⁴ and BF duration¹⁵, the literature is conflicting²⁵. Recently, the WHO revised the Baby-Friendly Hospital Initiative's Ten Steps to Successful Breastfeeding, updating step 9 to counsel mothers on the use and risks of feeding bottles, teats and pacifiers instead of entirely prohibiting them for term infants, enabling families to make informed decisions about using or avoiding artificial nipples until breastfeeding is successfully established. Concerning their use, the WHO alerts that hygiene, oral formation, and identification of feeding cues are some aspects to be cautious about¹³. A Brazilian study suggested that reducing the prevalence of pacifier use could effectively improve EBF duration²⁶.

As for the child's sex, earlier BF cessation was more frequent among boys, with similar findings being described among Brazilian^15,27 and US Hispanic²⁸ populations. Sociocultural norms and perceptions about higher nutritional needs among male than female children, together with traditional gender views²⁸, may influence parents’ decisions regarding BF duration. Given the positive impacts of BF on maternal and child lives, however, local measures are needed to promote BF for all children and to change feeding behaviors that disadvantage boys.

Lastly, children who were exclusively breastfed for less than 3 months had a 2.7-fold greater risk of shorter BF duration. Some Brazilian^15,29 and international³⁰ research has pointed out the association between longer EBF and longer BF duration. Estimates from a cohort study of mother-child pairs conducted in Porto Alegre, Brazil, showed that the probability of BF maintenance up to 2 years of age or more was 0.5% and 0.1% greater for each extra day of preventing the infant's exposure to water or tea and other kinds of milk, respectively²⁹. Environmental and motivational factors that predispose exclusive breastfeeding may favor continued breastfeeding in subsequent weeks³⁰. Moreover, mothers who offer liquids or food in addition to breast milk may experience lower milk production due to reduced feedings and less nipple stimulation^15,30.

Possibility of selection bias due to losses to follow-up could be a study limitation; but most of the sociodemographic characteristics did not differ according to retention, indicating reliable association measures. Self-reported infant morbidities and prelacteal feeding obtained from medical reports could have impacted estimates due to over-representation. Residual confounding is also possible due to unmeasured factors, such as the level of maternal motivation and support to breastfeed. Moreover, we did not investigate environmental and societal structural factors, which may influence the effects of individual factors on breastfeeding practices. In turn, its strengths include the longitudinal cohort design in the Amazonian region; data collection on infant feeding practices from the first month up to 5 years of age, minimizing recall bias; and definition of EBF duration using the recall since birth method, preventing misclassification.

CONCLUSION

EBF and BF cessation in this study population occurred earlier than recommended. EBF interruption before six months of age was more likely to occur among children who were born to primiparous women, were exposed to prelacteal feds and pacifiers, or had diarrhea early in life. Male children and those who used pacifier or were exclusively breastfed for less than 3 months were more likely to fail continued BF up to 2 years of age. As most of the risk factors described are modifiable, our findings reinforce the need to strengthen efforts to support, promote, and protect breastfeeding.

Acknowledgments

We thank all women and children who have taken part in the MINA-Brazil Study and health professionals at the Maternity Hospital, Municipal Health Secretariat, and primary health care units of Cruzeiro do Sul. Members of the MINA-Brazil Working Group: Marly Augusto Cardoso (PI), Alicia Matijasevich, Bárbara Hatzlhoffer Lourenço, Jenny Abanto, Maíra Barreto Malta, Marcelo Urbano Ferreira, Paulo Augusto Ribeiro Neves (Universidade de São Paulo, São Paulo, Brazil); Ana Alice Damasceno, Bruno Pereira da Silva, Rodrigo Medeiros de Souza (Universidade Federal do Acre, Cruzeiro do Sul, Brazil); Simone Ladeia-Andrade (Instituto Oswaldo Cruz, Fiocruz, Rio de Janeiro, Brazil), Marcia Caldas de Castro (Harvard T.H. Chan School of Public Health, Boston, USA).

Footnotes

Funding: Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq – grant number 407255/2013-3 – special visiting scholar for MCC; grant numbers 303794/2021-6 and 312746/2021-0 - senior research scholarships for MAC and AM). Fundação Maria Cecília Souto Vidigal. Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo (Fapesp - grant number 2016/00270-6). Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (Capes – grant number 372666/2019-00 – research scholarship for PSM). The funders had no role in the study design, data collection, interpretation, or the decision to submit the work for publication.

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Prevalência e preditores do aleitamento materno na coorte MINA-Brasil

Paola S Mosquera ^I, Bárbara H Lourenço ^I, Alicia Matijasevich ^II, Marcia C Castro ^III, Marly A Cardoso ^I,^✉

^I São Paulo , Brasil, Universidade de São Paulo. Faculdade de Saúde Pública. Departamento de Nutrição. São Paulo, Brasil

^II São Paulo , Brasil, Universidade de São Paulo. Faculdade de Medicina. Departamento de Medicina Preventiva. São Paulo, Brasil

^III Boston MA , Estados Unidos, Harvard T.H. Chan School of Public Health. Department of Global Health and Population. Boston, MA, Estados Unidos.

^✉

Correspondência: Marly A. Cardoso Universidade de São Paulo Faculdade de Saúde Pública. Departamento de Nutrição Avenida Doutor Arnaldo, 715 01246-904 São Paulo, SP, Brasil E-mail: marlyac@usp.br

Conflito de Interesses: Os autores declaram a inexistência de conflito de interesses.

Roles

Paola S Mosquera: Concepção e planejamento do estudo, Coleta, análise e interpretação dos dados, Aprovação da versão final, Responsabilidade pública pelo conteúdo do artigo, Aprovação da versão final, Responsabilidade pública pelo conteúdo do artigo, Redação ou revisão do manuscrito

Bárbara H Lourenço: Concepção e planejamento do estudo, Coleta, análise e interpretação dos dados, Aprovação da versão final, Responsabilidade pública pelo conteúdo do artigo, Aprovação da versão final, Responsabilidade pública pelo conteúdo do artigo

Alicia Matijasevich: Concepção e planejamento do estudo, Coleta, análise e interpretação dos dados, Aprovação da versão final, Responsabilidade pública pelo conteúdo do artigo, Aprovação da versão final, Responsabilidade pública pelo conteúdo do artigo

Marcia C Castro: Concepção e planejamento do estudo, Coleta, análise e interpretação dos dados, Aprovação da versão final, Responsabilidade pública pelo conteúdo do artigo, Aprovação da versão final, Responsabilidade pública pelo conteúdo do artigo

Marly A Cardoso: Concepção e planejamento do estudo, Coleta, análise e interpretação dos dados, Aprovação da versão final, Responsabilidade pública pelo conteúdo do artigo, Aprovação da versão final, Responsabilidade pública pelo conteúdo do artigo, Redação ou revisão do manuscrito

RESUMO

OBJETIVO

Descrever a prevalência e os fatores associados às práticas de aleitamento materno exclusivo (AME) e continuado (AM) entre crianças amazônicas.

MÉTODOS

Foram utilizados dados de 1.143 pares mãe-filho registrados na coorte de nascimento Materno-Infantil no Acre (MINA-Brasil). As informações sobre AME e AM foram coletadas após o parto (julho de 2015–junho de 2016) e durante as consultas de acompanhamento com 1 e 6 meses pós-parto e com 1, 2 e 5 anos de idade. A análise longitudinal considerou a duração do AME e AM como desfechos. A probabilidade das práticas de aleitamento materno foi estimada pela análise de sobrevida de Kaplan-Meier. As associações entre as variáveis preditoras basais e os desfechos entre crianças nascidas a termo foram avaliadas por modelos de regressão de Cox estendidos.

RESULTADOS

As frequências de AME (intervalo de confiança de 95% [IC95%]) aos 3 e 6 meses de idade foram de 33% (IC95%: 30,2–36,0) e 10,8% (IC95%: 8,9–12,9), respectivamente. A razão de risco ajustada para preditores de interrupção precoce do AME foi: ser primípara = 1,47 (IC95%: 1,19–1,80), alimentar recém-nascidos com pré-lácteos = 1,70 (IC95%: 1,23–2,36), usar chupeta na primeira semana de vida = 1,79 (IC95%: 1,44–2,23) e apresentar diarreia nas duas primeiras semanas de vida = 1,70 (IC95%: 1,15–2,52). A frequência do AM continuado foi de 67,9% (IC95%: 64,9–70,8), 29,3% (IC95%: 26,4–32,4) e 1,7% (IC95%: 0,9–2,8) aos 1, 2 e 5 anos de idade, respectivamente. A razão de risco ajustada para preditores de cessação precoce do AM foi: sexo masculino = 1,23 (IC95%: 1,01–1,49), uso de chupeta na primeira semana de vida = 4,66 (IC95%: 2,99–7,26) e AME menor que 3 meses = 2,76 (IC95%: 1,64–4,66).

CONCLUSÕES

A duração do AME e do AM continuado entre crianças amazônicas é consideravelmente menor do que as recomendações da Organização Mundial da Saúde. Preditores significativos das práticas de aleitamento materno devem ser considerados na avaliação das estratégias locais para alcançar práticas ideais de aleitamento materno.

DESCRITORES: Aleitamento Materno, Análise de Sobrevida, Fatores de Risco, Estudos de Coortes

INTRODUÇÃO

A Organização Mundial da Saúde (OMS)¹ e o Ministério da Saúde recomendam o aleitamento materno exclusivo (AME) até os 6 meses de idade e o aleitamento materno continuado (AM) até os 2 anos ou mais, além de alimentação complementar adequada. Os benefícios² para a saúde materna, infantil e populacional reforçam essa orientação. No entanto, as taxas globais de AME até seis meses e AM até dois anos no período de 2013–2018 foram de aproximadamente 41% e 45%, respectivamente³.

Desde 1981, após a implementação do Programa Nacional de Incentivo ao Aleitamento Materno, várias medidas bem-sucedidas adotadas no Brasil para melhorar os indicadores de AM⁴ posicionaram o país como modelo de políticas públicas de aleitamento materno. Mas, apesar dos avanços tangíveis e dos esforços contínuos realizados nas últimas décadas, os resultados do Estudo Nacional de Alimentação e Nutrição Infantil (ENANI)⁵, realizado em 2019 com amostra probabilística de crianças menores de 5 anos, mostraram prevalência de 45,8% de AME entre lactentes menores de 6 meses, com menor prevalência nas regiões Norte (40%) e Nordeste (39%). A frequência de AM entre crianças de 20 a 23 meses foi de 35,5%, sendo observadas as maiores taxas nas regiões Nordeste (48%), Sul (43%) e Norte (39%).

Considerando as metas da OMS para 2030 de pelo menos 70% de AME entre crianças menores de 6 meses e 60% de AM aos 2 anos de idade³, as últimas estimativas nacionais ficaram aquém das metas globais esperadas. De acordo com uma análise geoespacial da prevalência do AME em países de baixa e média renda (PBMRs) de 2000 a 2018, o Brasil tem baixa probabilidade de atingir as metas coletivas de AME⁶. Assim, o país deve intensificar seus esforços para proteger, promover e apoiar o aleitamento materno, levando em consideração a frequência das práticas de AM⁴ e seus determinantes⁷, que variam de acordo com regiões e contextos específicos.

Diante do atual cenário desafiador, as investigações locais sobre preditores da duração do aleitamento materno, juntamente com os dados gerais fornecidos por inquéritos de abrangência nacional, são cruciais para otimizar os esforços de saúde pública, principalmente entre as populações vulneráveis. No entanto, poucos estudos têm focado nos fatores que afetam a frequência de AM entre as crianças amazônicas^8–10, que possuem as condições de vida mais desfavoráveis do Brasil¹¹. A nossa hipótese foi que características sociodemográficas, obstétricas, perinatais e materno-infantis no início da vida estariam associadas à duração do AME e AM em um cenário urbano amazônico. Aqui, descrevemos a prevalência e os fatores associados às práticas de aleitamento materno entre crianças do nascimento até os cinco anos de idade em uma cidade amazônica.

MÉTODOS

Concepção e População do Estudo

A nossa população de estudo foi composta por pares mãe-filho inscritos no MINA-Brasil (Materno-Infantil no Acre), um estudo de coorte de nascimentos de base populacional realizado em Cruzeiro do Sul, Estado do Acre, Amazônia Ocidental. Com cerca de 90.000 habitantes, dos quais 72% vivem na área urbana, o município possui apenas uma maternidade. Apesar de não ser certificada como Hospital Amigo da Criança, a instituição conta com alojamento conjunto, atendimento pelo método canguru, curso semanal sobre a técnica Shantala para bebês a partir do primeiro mês de vida e banco de leite humano⁸.

Entre julho de 2015 e junho de 2016, todas as mulheres que deram à luz na maternidade local e concordaram em participar da pesquisa foram entrevistadas até 12 horas após o parto. A avaliação de acompanhamento foi realizada por meio de entrevistas telefônicas com um mês após o parto e por visitas às unidades de saúde quando as crianças tinham de 6 a 8 meses, 1, 2 e 5 anos de idade¹². Apenas recém-nascidos de nascimento único sem contraindicação para amamentar¹³ foram elegíveis para a presente análise. Foram excluídos os pares mãe-filho que não compareceram a nenhuma das avaliações de acompanhamento, pois não havia dados disponíveis sobre a duração do AME ou AM. No momento da inscrição, foi obtido o consentimento informado por escrito dos participantes do estudo ou dos responsáveis, no caso de mães adolescentes. Todos os procedimentos de pesquisa foram aprovados pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Faculdade de Saúde Pública da Universidade de São Paulo(# 872.613, 2014; # 2.358.129, 2017).

Coleta de Dados e Procedimentos

No início do estudo, as seguintes covariáveis maternas e perinatais foram coletadas por meio de entrevistas presenciais ou dos prontuários da maternidade¹²: idade materna no parto (< 19 ou ≥ 19 anos); escolaridade materna (≤ 9 ou > 9 anos); cor da pele autorreferida (branca ou não-branca: preta, parda, indígena e amarela); mãe vivendo com companheiro (sim ou não); índice de riqueza (abaixo ou acima da média, estimado pela análise de componentes principais com base nos bens do domicílio); paridade (primípara ou multípara); número de consultas pré-natais (PNT, < 6 ou ≥ 6 consultas); tabagismo durante a gestação (sim ou não); peso corporal materno no parto (g); idade gestacional no parto (IG, em semanas); tipo de parto (vaginal ou cesariana); sexo da criança (masculino ou feminino); peso ao nascer (PN, g); aleitamento materno na primeira hora (sim ou não); e alimentação pré-láctea (sim ou não). A IG no parto foi categorizada em menos de 37 semanas (sim ou não) para definir prematuridade. O PN (g) foi categorizado em baixo peso ao nascer (BPN < 2.500 g). Pequeno para IG (PIG, PN para IG < percentil 10) foi definido com base nos gráficos do Projeto Intergrowth-21st para o tamanho do recém-nascido de acordo com a idade gestacional e o sexo. Os dados sobre malária na gestação (sim ou não) foram obtidos na base de dados eletrônica do Ministério da Saúde, conforme descrito anteriormente¹².

A altura materna (m) e o peso pré-gestacional (kg) foram coletados do cartão da gestante. O índice de massa corporal (IMC) pré-gestacional foi categorizado em baixo peso (< 18,5 kg/m²), peso normal (18,5–24,9 kg/m²), sobrepeso (25,0–29,9 kg/m²) ou obesidade (≥ 30,0 kg/m²), de acordo com as especificações da OMS. Para as análises atuais, categorizamos ainda o IMC pré-gestacional como < 25 kg/m² ou ≥ 25 kg/m². O ganho de peso gestacional (GPG) foi estimado pela diferença entre o peso no parto e o peso pré-gestacional. Com base nas categorias de IMC pré-gestacional, o GPG foi classificado como insuficiente, adequado ou excessivo, de acordo com as diretrizes de 2009 do Institute of Medicine.

Na entrevista de acompanhamento no primeiro mês de vida, obtivemos informações adicionais sobre a ocorrência de mama dolorida ou fissuras mamilares no puerpério (sim ou não); o uso de chupeta (sim ou não) e a idade da criança quando a chupeta foi oferecida pela primeira vez; as condições de saúde do lactente, como diarreia, febre, sibilância e tosse seca (sim ou não); e a idade da criança correspondente nesses episódios⁸. O uso de chupeta foi categorizado como na primeira semana de vida (sim ou não). A ocorrência de diarreia, febre, sibilância e tosse seca foram categorizadas nos primeiros 15 dias de vida (sim ou não).

Em todas as entrevistas de acompanhamento, perguntou-se às mães se a criança estava sendo amamentada (sim ou não) e, em caso negativo, a idade do desmame. Nas entrevistas de 1 e 6 meses, avaliou-se a idade de introdução de alimentos líquidos, semissólidos e sólidos desde o nascimento, bem como o uso de mamadeira nos primeiros 6 meses (sim ou não).

Crianças alimentadas com leite materno sem outros alimentos ou bebidas incluindo água, exceto medicamentos prescritos, soluções de reidratação oral, vitaminas e minerais, conforme definido pela OMS, foram consideradas amamentadas exclusivamente. Os desfechos de interesse consistiram nas variáveis contínuas de AME nos primeiros 6 meses de vida e de AM nos primeiros 5 anos de idade (em dias). Foi utilizada a duração mínima confirmada de AME ou AM para as crianças sem dados sobre a interrupção de AME ou AM devido às faltas aos acompanhamentos (AME, n = 58; AM, n = 279). O AME também foi categorizado como < 3 e ≥ 3 meses para ser analisado como uma exposição ao AM continuado.

Análise Estatística

As características maternas e infantis foram descritas como frequências absolutas e proporções (%). O teste qui-quadrado foi utilizado para comparar as características das participantes na linha de base com aquelas perdidas no acompanhamento. Foram estimadas as prevalências de AME aos 3 e 6 meses, e AM com 1, 2 e 5 anos de idade, com os seus respectivos intervalos de confiança de 95% (IC95%). A análise de sobrevida de Kaplan-Meier foi utilizada para calcular a duração mediana do AME e do AM, e as suas probabilidades em qualquer momento até 6 meses e até 5 anos, respectivamente. As crianças que foram amamentadas exclusivamente aos 6 meses ou continuaram a ser amamentadas aos 5 anos de idade foram censuradas para esta análise, assim como aquelas com perda de acompanhamento. As crianças que interromperam o AME ou AM no período estudado foram consideradas falhas.

Como o pressuposto de riscos proporcionais para os modelos de Cox não foi atendida, de acordo com o teste global de Schoenfeld e a inspeção visual das curvas de sobrevida de Kaplan-Meier, realizamos modelos de regressão de Cox estendidos com covariáveis fixas e tempo-dependentes para estimar as associações entre as variáveis de exposição e a interrupção do AME e AM antes dos seis meses e antes dos dois anos de idade, respectivamente. Esta análise excluiu recém-nascidos prematuros devido ao maior risco de dificuldades para a amamentação¹³. Os resultados foram expressos como razões de risco (hazard ratio, em inglês) brutas e ajustadas (HR_a) com IC95%. A significância estatística foi estabelecida em p < 0,05. A seleção de variáveis de exposição seguiu modelos hierárquicos conceituais de fatores associados ao AME¹⁴ e AM¹⁵ em quatro níveis de determinação: distal (fatores socioeconômicos e demográficos), distal-intermediário (fatores obstétricos), intermediário-proximal (características perinatais) e proximal (características mãe-filho no início da vida). As estimativas distais foram ajustadas para todas as variáveis nesse nível de determinação; aquelas associadas ao desfecho foram mantidas para ajuste do modelo nos níveis subsequentes. As análises estatísticas foram realizadas no programa Stata versão 15.0 (StataCorp, College Station, TX, EUA).

RESULTADOS

O estudo de coorte de nascimentos MINA-Brasil incluiu 1.246 participantes na linha de base do estudo. Após a exclusão de 22 gêmeos, um recém-nascido com fissura palatina e uma mãe HIV positiva, um total de 1.222 pares mãe-filho permaneceram elegíveis para esta análise. Destes, 138 duplas mãe-filho não participaram das avaliações de acompanhamento de 1 ou 6 meses, e 79 não participaram de nenhuma das consultas de acompanhamento realizadas até os 5 anos de idade (seis crianças morreram; destas, três não tinham dados sobre amamentação). Assim, as informações sobre a duração do AME e AM estavam disponíveis para 1.084 (88,7% dos elegíveis) e 1.143 (93,5% dos elegíveis) participantes, respectivamente. As mulheres excluídas da análise por falta de informações sobre AME ou AM apresentaram características sociodemográficas semelhantes às incluídas, exceto escolaridade (< 9 anos de estudo: AME, 34,1% versus 45,8%; AM, 34,3% versus 51,3%) e índice de riqueza (abaixo da média: AME, 48,9% versus 59,4%; AM, 48,7% versus 69,7%).

A Tabela 1 resume as características basais dos pares mãe-filho. Entre as mulheres participantes, 87,6% declararam-se não-brancas (78,4% pardas, 3,4% negras, 4,6% amarelas e 1,2% indígenas). Cerca de metade das mulheres era primípara (46,5%) e teve parto vaginal (53,5%). Quanto aos recém-nascidos, 7,7% nasceram pré-termo e 13,1% receberam pré-lacteos (87,8% fórmula, 11,5% água glicosada e uma criança recebeu nutrição parenteral), prática mais prevalente entre os recém-nascidos pré-termo (50%) do que a termo (10%), (p < 0,01). No período pós-natal, 12,2% dos recém-nascidos receberam chupeta na primeira semana de vida.

Table 1. Características dos participantes na linha de base do estudo de coorte de nascimentos MINA-Brasil com informações sobre a situação do aleitamento materno até os 5 anos de idade (n = 1.143).

Características maternas		Total de participantes n = 1.143^a	Características da criança		Total de participantes n = 1.143^a
Características maternas		n (%)	Características da criança		n (%)
Idade materna no parto (anos)			Sexo
	< 19	207 (18,1)		Feminino	572 (50,1)
	≥ 19	936 (81,9)		Masculino	571 (49,9)
Escolaridade materna (anos)			Prematuridade
	≤ 9	382 (34,4)		Sim (< 37 semanas)	88 (7,7)
	> 9	730 (65,6)		Não (≥ 37 semanas)	1.055 (92,3)
Cor da pele materna autorreferida			Baixo peso ao nascer
	Branca	138 (12,4)		Sim (< 2.500 gramas)	79 (6,9)
	Preta, parda, indígena e amarela	975 (87,6)		Não (≥ 2.500 gramas)	1.063 (93,1)
Mulher vive com o companheiro			Pequeno para a idade gestacional
	Sim	860 (77,3)		Sim	94 (8,2)
	Não	253 (22,7)		Não	1.048 (91,8)
Índice de Riqueza Familiar			Amamentação na primeira hora
	Abaixo da média	558 (50,1)		Sim	956 (88,6)
	Acima da média	555 (49,9)		Não	123 (11,4)
Paridade			Alimentação pré-láctea
	Primípara	517 (46,5)		Sim	149 (13,1)
	Multípara	596 (53,5)		Não	994 (86,9)
Consultas pré-natal			Uso de chupeta na primeira semana de vida
	< 6	256 (22,6)		Sim	128 (12,2)
	≥ 6	879 (77,4)		Não	920 (87,8)
Tabagismo durante a gravidez			Diarreia nos primeiros 15 dias de vida
	Sim	51 (4,6)		Sim	32 (3,6)
	Não	1.062 (95,4)		Não	856 (96,4)
Malária durante a gravidez			Febre nos primeiros 15 dias de vida
	Sim	79 (6,9)		Sim	62 (7,0)
	Não	1.064 (93,1)		Não	826 (93,0)
Índice de massa corporal pré-gestacional^b			Sibilância nos primeiros 15 dias de vida
	<25 kg/m²	678 (64,8)		Sim	153 (17,2)
	≥ 25 kg/m²	369 (35,2)		Não	735 (82,8)
Ganho de peso gestacional^c			Tosse seca nos primeiros 15 dias de vida
	Não excessivo	688 (65,8)		Sim	30 (3,4)
	Excessivo	357 (34,2)		Não	858 (96,6)
Tipo de parto			Uso de mamadeira nos primeiros 6 meses
	Vaginal	612 (53,5)		Sim	806 (83,4)
	Cesariana	531 (46,5)		Não	161 (16,6)
Problemas mamários no puerpério^d
	Sim	509 (57,4)
	Não	378 (42,6)

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Os totais podem diferir devido a valores em falta.

De acordo com as normas da Organização Mundial da Saúde (OMS, 1995).

De acordo com as Diretrizes do Institute of Medicine, 2009.

Mama dolorida, mamilos rachados ou ambos.

A prevalência de AME foi de 33% (IC95%: 30,2–36,0) aos 3 meses de idade, e diminuiu para 10,8% (IC95%: 8,9–12,9) aos 6 meses. Embora 67,9% (IC95%: 64,9–70,8) dos lactentes tenham sido amamentados até 1 ano de idade, apenas 29,3% (IC95%: 26,4–32,4) continuaram sendo amamentados até 2 anos. Aos 5 anos de idade, 1,7% (IC95%: 0,9–2,8) das crianças ainda eram amamentadas. A duração mediana do AME e do AM continuado foi de 30 dias e 457 dias, respectivamente (Figura 1). A Figura 2 mostra as curvas de sobrevida de Kaplan-Meier. Considerando todas as crianças elegíveis ao acompanhamento, a probabilidade de os lactentes serem amamentados exclusivamente aos 3 e 6 meses de idade foi de 29,3% e 11,8%, respectivamente. A duração mediana do AME foi de 30 dias. A probabilidade de as crianças serem amamentadas com 1, 2 e 5 anos de idade foi de 65,5%, 34,5% e 2,4%, respectivamente. A duração mediana do AM foi de 488 dias (16 meses).

A Tabela 2 resume as estimativas brutas e ajustadas para os fatores que afetam a duração do AME até os 6 meses de idade entre os recém-nascidos a termo (n = 1.003). O modelo de ajuste final tempo-dependente para paridade e alimentação pré-láctea não mostrou efeito de consultas PNT, problemas mamários e episódios neonatais de febre, sibilância e tosse seca na duração do AME. Entretanto, filhos de mulheres primíparas apresentaram um risco 47% maior de cessação precoce do AME (HR_a = 1,47; IC95%: 1,19–1,80) em comparação com bebês de mães multíparas. Da mesma forma, os recém-nascidos que receberam pré-lácteos (HR_a = 1,70; IC95%: 1,23–2,36) ou aqueles que receberam chupeta na primeira semana de vida (HR_a = 1,79; IC95%: 1,44–2,23) apresentaram maior risco de cessação precoce do AME, quando comparados aos seus pares. A ocorrência de diarreia nos primeiros 15 dias de vida também esteve associada à interrupção precoce do AME (HR_a = 1,70; IC95%: 1,15–2,52).

Table 2. Modelos brutos e ajustados de regressão de Cox estendidos para preditores de interrupção do aleitamento materno exclusivo antes dos 6 meses de idade entre os recém-nascidos a termo na coorte MINA-Brasil.

Características	Bruto	Nível distal	Nível distal-intermediário	Nível intermediário-proximal	Nível proximal
Características	HR (IC95%)	HRa (IC95%)	HRa (IC95%)	HRa (IC95%)	HRa (IC95%)
Idade materna no parto < 19 anos	1,29 (1,08–1,53)	0,98 (0,79–1,21)
Escolaridade materna ≤ 9 anos	1,14 (0,99–1,32)	1,15 (0,98–1,35)
Cor da pele materna autorreferida não-branca	1,09 (0,87–1,35)	1,03 (0,82–1,28)
Mulher vive com o companheiro	0,77 (0,65–0,90)	0,84 (0,71–1,00)
Índice de Riqueza Familiar abaixo da média	1,12 (0,97–1,28)	1,07 (0,93–1,24)
Mãe primípara^a	1,63 (1,34–1,97)	1,62 (1,32–2,00)	1,73 (1,41–2,13)	1,72 (1,41–2,10)	1,47 (1,19–1,80)
Consultas pré-natal < 6	1,21 (1,02–1,43)		1,34 (1,11–1,62)	1,30 (1,09–1,56)	1,17 (0,97–1,41)
Tabagismo durante a gravidez	1,25 (0,90–1,72)		1,37 (0,96–1,96)
Malária durante a gravidez	1,07 (0,83–1,38)		1,11 (0,84–1,46)
Índice de massa corporal pré-gestacional^b > 25 kg/m²	1,04 (0,90–1,20)		1,08 (0,93–1,27)
Ganho de peso gestacional excessivo^c	1,05 (0,90–1,21)		1,07 (0,92–1,25)
Parto cesáreo	0,81 (0,70–0,93)			0,89 (0,76–1,03)
Bebê do sexo masculino	1,11 (0,97–1,27)			1,12 (0,97–1,29)
Baixo peso ao nascer	0,93 (0,61–1,41)			0,79 (0,49–1,28)
Pequeno para a idade gestacional	1,08 (0,84–1,39)			1,08 (0,81–1,44)
Amamentação na primeira hora	1,33 (1,02–1,73)			1,32 (1,00–1,74)
Alimentação pré-láctea^a	1,35 (1,00–1,83)			1,48 (1,05–2,08)	1,70 (1,23–2,36)
Problemas mamários no puerpério^d	1,22 (1,04–1,41)				1,11 (0,94–1,30)
Uso de chupeta na primeira semana de vida	1,70 (1,40–2,07)				1,79 (1,44–2,23)
Diarreia nos primeiros 15 dias de vida	1,55 (1,06–2,26)				1,70 (1,15–2,52)
Febre nos primeiros 15 dias de vida	1,27 (0,96–1,68)				1,20 (0,98–1,66)
Sibilância nos primeiros 15 dias de vida	1,25 (1,03–1,51)				1,25 (0,94–1,66)
Tosse seca nos primeiros 15 dias de vida	0,96 (0,64–1,44)				0,81 (0,53–1,24)

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HR: razão de risco; HR_a: razão de risco ajustada; IC95%: Intervalo de confiança de 95%.

Nota: Análise de casos completos (modelo proximal, n = 793). Os totais diferem devido à falta de valores para as covariáveis.

Covariáveis tempo-dependentes.

De acordo com as normas da Organização Mundial da Saúde.

De acordo com as Diretrizes do Institute of Medicine, 2009.

Mama dolorida, mamilos rachados ou ambos.

A Tabela 3 mostra as estimativas brutas e ajustadas para os fatores que afetam a duração do AM até os 2 anos de idade entre os recém-nascidos a termo (n = 1.055). O modelo de ajuste final, tempo-dependente para uso de chupeta e AME até os 3 meses de idade, mostrou que crianças do sexo masculino (HR_a= 1,23; IC95%: 1,01–1,49); lactentes aos quais foi oferecida chupeta na primeira semana de vida (HR_a = 4,66; IC95%: 2,99–7,26); e aqueles amamentados exclusivamente por menos de 3 meses (HR_a = 2,76; IC95%: 1,64–4,66) apresentaram maior risco de interrupçao do AM antes dos 2 anos de idade, quando comparados ao grupo de referência.

Table 3. Modelos brutos e ajustados de regressão de Cox estendidos para preditores de interrupção do aleitamento materno antes dos 2 anos de idade entre os recém-nascidos a termo na coorte MINA-Brasil.

Características	HR Bruto (IC95%)	Nível distal	Nível distal-intermediário	Nível intermediário-proximal	Nível proximal
Características	HR Bruto (IC95%)	HRa (IC95%)	HRa (IC95%)	HRa (IC95%)	HRa (IC95%)
Idade materna no parto < 19 anos	1,13 (0,91–1,40)	1,12 (0,87–1,44)
Escolaridade materna ≤ 9 anos	0,96 (0,80–1,14)	0,97 (0,80–1,18)
Cor da pele materna autorreferida não-branca	0,79 (0,63–1,00)	0,78 (0,62–0,99)	0,78 (0,62–1,00)	0,82 (0,64–1,04)	0,76 (0,57–1,03)
Mulher vive com o companheiro	0,79 (0,65–0,95)	0,79 (0,64–0,96)	0,76 (0,62–0,92)	0,79 (0,65–0,97)	0,87 (0,70–1,09)
Índice de Riqueza Familiar abaixo da média	0,88 (0,75–1,03)	0,87 (0,73–1,04)
Mãe primípara	1,01 (0,86–1,19)	0,91 (0,75–1,10)
Consultas pré-natal < 6	0,91 (0,74–1,13)		0,90 (0,71–1,13)
Tabagismo durante a gravidez	1,09 (0,74–1,60)		1,03 (0,69–1,54)
Malária durante a gravidez	0,97 (0,71–1,33)		1,01 (0,73–1,40)
Índice de massa corporal pré-gestacional^a > 25 kg/m²	0,94 (0,79–1,12)		0,92 (0,77–1,10)
Ganho de peso gestacional excessivo^b	0,99 (0,83–1,18)		1,00 (0,84–1,20)
Parto cesáreo	0,91 (0,77–1,07)			0,90 (0,75–1,07)
Bebê do sexo masculino	1,29 (1,09–1,51)			1,29 (1,09–1,53)	1,23 (1,01–1,49)
Baixo peso ao nascer	1,27 (0,81–1,99)			1,16 (0,69–1,92)
Pequeno para a idade gestacional	1,12 (0,91–1,60)			1,08 (0,79–1,51)
Amamentação na primeira hora	1,06 (0,78–1,43)			1,12 (0,80–1,50)
Alimentação pré-láctea^c	1,30 (0,80–2,10)			1,40 (0,84–2,35)
Problemas mamários^d	1,10 (0,91–1,33)				1,03 (0,84–1,26)
Uso de chupeta na primeira semana de vida^c	4,70 (3,15–7,00)				4,66 (2,99–7,26)
Diarreia nos primeiros 15 dias de vida	1,10 (0,67–1,68)				1,03 (0,64–1,68)
Febre nos primeiros 15 dias de vida	1,30 (0,92–1,83)				1,42 (1,00–2,02)
Sibilância nos primeiros 15 dias de vida	1,01 (0,80–1,28)				0,91 (0,70–1,17)
Tosse seca nos primeiros 15 dias de vida	1,57 (0,96–2,55)				1,22 (0,70–2,12)
Aleitamento materno exclusivo < 3 meses^c	2,82 (1,92–4,13)				2,76 (1,64–4,66)
Uso de mamadeira durante a amamentação	1,55 (1,16–2,06)				1,28 (0,91–1,81)

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HR: razão de risco; HR_a: razão de risco ajustada; IC95%: Intervalo de confiança de 95%.

Nota: Análise de casos completos (modelo proximal n = 701). Os totais diferem devido à falta de valores para as covariáveis.

De acordo com as normas da Organização Mundial da Saúde.

De acordo com as Diretrizes do Institute of Medicine, 2009.

Covariáveis tempo-dependentes.

Mama dolorida, mamilos rachados ou ambos.

DISCUSSÃO

Nossos achados para essa região amazônica específica indicam que uma pequena proporção de crianças foi amamentada exclusivamente até os 3 (33%) e 6 meses (10,8%) de vida. As frequências de AM continuado foram de 67,9%, 29,3% e 1,7% aos 1, 2 e 5 anos de idade, respectivamente. Nossos resultados mostram que características obstétricas, perinatais e materno-infantis no início da vida determinam a duração das práticas de aleitamento materno entre as crianças amazônicas. Primiparidade, alimentação pré-láctea, uso de chupeta e episódios de diarreia nas duas primeiras semanas de vida foram preditores da interrupção do AME entre os recém-nascidos a termo. O fato de ser do sexo masculino, uso de chupeta na primeira semana de vida e o tempo menor de AME (< 3 meses) foram preditores da cessação do AM antes dos 2 anos de idade.

As frequências de AME podem ser consideradas abaixo das estimativas nacionais para crianças de 4 a 5 meses de idade (23,3%), segundo o ENANI em 2019⁵. Os percentuais de AM continuado encontrados foram superiores à estimativa nacional para 1 ano (52,1%) e semelhantes (35,5%)⁵ aos 2 anos. No entanto, todos os indicadores ficaram abaixo das recomendações da OMS.

Em análise anterior, observamos que filhos de mulheres multíparas foram amamentados exclusivamente por mais tempo no primeiro mês de vida⁸. Os nossos achados corroboram que a paridade permaneceu associada à duração do AME nos primeiros seis meses. Os filhos de mulheres primíparas apresentaram um risco 47% maior de cessação precoce do AME. Embora a primiparidade já tenha sido negativamente associada ao aleitamento materno exclusivo em vários estudos¹⁴, esse achado não é unânime⁷. Subjacente a essa relação está a hipótese de que, diferentemente das mães primíparas, as mulheres com experiência prévia em aleitamento materno provavelmente têm maior conhecimento sobre os cuidados e a alimentação infantil, resultando em maior confiança para amamentar. Seguindo essa premissa, altas frequências de AM continuado já foram registradas na região Norte do Brasil⁴, sugerindo que a maioria das mães passa pela lactação e poderia estar mais confiante para a manutenção do AME. Um estudo anterior mostrou que as mães de primeira viagem tinham mais dúvidas em relação à alimentação infantil e recebiam alta hospitalar mais tardiamente do que mulheres multíparas¹⁶. Considerando que a ausência de experiência prévia de AM ou uma experiência decepcionante pode impactar negativamente o AM do próximo filho¹⁷, devem ser empreendidos maiores esforços de apoio às mulheres primíparas, para que elas consigam ter uma primeira experiência positiva de AM.

Embora poucas condições de saúde materno-infantil justifiquem o uso temporário ou permanente de substitutos do leite materno¹³, observou-se que 13% dos recém-nascidos foram alimentados com pré-lácteos e apresentaram um risco 70% maior de interrupção precoce do AME. A nossa estimativa foi inferior à prevalência de alimentação pré-láctea encontrada em PBMRs (33,9%) de 2010 a 2019¹⁸, e à prevalência de suplementação com fórmula durante a internação hospitalar relatada em um estudo canadense de coorte de nascimentos de base populacional (25,9%) realizado entre 2009 e 2012¹⁹. No entanto, foi semelhante ao encontrado em um estudo de coorte realizado em Rio Branco, Acre, onde 15% dos lactentes receberam suplementação com fórmula antes da alta hospitalar¹⁰. Um recente estudo de coorte retrospectivo com 85 PBMRs mostrou que a alimentação pré-láctea foi inversamente associada ao AME em crianças menores de seis meses de idade. Além disso, as crianças eram mais propensas a receber fórmula se recebessem alimentação pré-láctea¹⁸. Da mesma forma, uma metanálise de estudos prospectivos observou uma forte relação entre alimentação pré-láctea e cessação do AME²⁰. O nosso achado aponta para a necessidade de intervenções direcionadas à capacitação dos profissionais de saúde acerca das consequências nocivas do uso desnecessário de substitutos do leite materno, e acerca do manejo do AM para apoiar as mães desde os primeiros estágios da gestação a iniciar e estabelecer o AME.

O efeito protetor do aleitamento materno contra doenças infecciosas está bem documentado na literatura². Um estudo anterior com dados da coorte MINA-Brasil mostrou que as crianças nascidas de mulheres com malária gestacional, amamentadas por pelo menos 12 meses, apresentaram risco reduzido de infecção por malária nos primeiros 2 anos de vida²¹. Doenças respiratórias e gastrointestinais têm sido relatadas em lactentes em AM em populações de baixa renda, expostos a ambientes precários e com acesso limitado aos cuidados de saúde^8,22. O presente estudo verificou que a diarreia nos primeiros 15 dias de vida associou-se à interrupção mais precoce do AME. Alguns estudos sugerem que muitas mães continuam amamentando seus filhos quando estes adoecem²³; no entanto, o uso de chás para alívio de cólicas e gases comumente oferecidos nos primeiros dias de vida²⁴ podem comprometer o AME até a idade recomendada.

O uso de chupeta na primeira semana de vida implicou em um risco 1,79 e 4,66 vezes maior, respectivamente, para cessação do AME e AM antes do recomendado, mostrando que o seu efeito negativo se estende para além do início da vida⁸. Apesar de evidências prévias relacionando o uso de chupeta a um menor tempo de AME¹⁴ e AM¹⁵, a literatura é conflitante²⁵. Recentemente, a OMS revisou os Dez Passos para o Sucesso do Aleitamento Materno da Iniciativa Hospital Amigo da Criança; o passo 9 foi revisado para aconselhar as mães sobre o uso e os riscos de mamadeiras, bicos e chupetas, em vez de proibi-los totalmente para os bebês a termo, permitindo que as famílias tomem decisões conscientes sobre usar ou evitar mamilos artificiais até que a amamentação seja estabelecida com sucesso. Em relação ao seu uso, a OMS alerta que a higiene, a formação oral e a identificação de sinais para a alimentação são alguns aspectos a serem considerados com precaução¹³. Um estudo brasileiro sugeriu que a redução da prevalência do uso de chupeta poderia melhorar a duração do AME²⁶.

Quanto ao sexo da criança, a cessação mais precoce do AM foi mais frequente em meninos, com achados semelhantes sendo descritos em populações brasileiras^15,27 e hispânicas norte-americanas²⁸. As normas socioculturais e as percepções sobre maiores necessidades nutricionais em crianças do sexo masculino do que feminino, juntamente com visões tradicionais de gênero²⁸, podem influenciar as decisões dos pais em relação à duração do AM. No entanto, diante dos impactos positivos do AM na vida materna e infantil, são necessárias medidas locais para promover o AM para todas as crianças e mudar comportamentos alimentares que prejudicam os meninos.

Por fim, as crianças que foram amamentadas exclusivamente por menos de 3 meses apresentaram risco 2,7 vezes maior de menor duração do AM. Algumas pesquisas nacionais^15,29 e internacionais³⁰ têm apontado a associação entre maior duração do AME e maior duração do AM. Estimativas de um estudo de coorte de pares mãe-filho realizado em Porto Alegre, Brasil, mostraram que a probabilidade de manutenção do AM até os 2 anos de idade ou mais foi 0,5% e 0,1% maior para cada dia a mais de prevenção da exposição do lactente à água, chá e outros tipos de leite, respectivamente²⁹. Fatores ambientais e motivacionais que predispõem ao aleitamento materno exclusivo podem favorecer a continuidade do aleitamento materno nas semanas subsequentes³⁰. Além disso, as mães que oferecem líquidos ou alimentos além do leite materno podem apresentar menor produção de leite devido à redução da amamentação e à menor estimulação mamilar^15,30.

A possibilidade de viés de seleção devido às perdas de acompanhamento poderia ser uma limitação do estudo; porém, a maioria das características sociodemográficas não diferiu de acordo com a retenção, indicando medidas de associação confiáveis. Morbidades infantis autorreferidas e alimentação pré-láctea obtidas de laudos médicos podem ter impactado as estimativas devido à super-representação. O confundimento residual também é possível devido a fatores não mensurados, como o nível de motivação materna e apoio para amamentar. Além disso, não foram investigados fatores ambientais e estruturais da sociedade, que podem influenciar os efeitos de fatores individuais sobre as práticas de aleitamento materno. Por sua vez, os seus pontos fortes incluem a concepção do estudo de coorte longitudinal na região amazônica; coleta de dados sobre práticas alimentares infantis do primeiro mês até os 5 anos de idade, minimizando o viés de memória; e definição da duração do AME pelo método recordatório desde o nascimento, evitando erros de classificação.

CONCLUSÃO

A interrupção do AME e AM na população estudada ocorreu antes do recomendado. A interrupção do AME antes dos seis meses de idade foi mais provável entre crianças nascidas de mulheres primíparas, expostas a alimentos pré-lácteos e chupetas, ou que tiveram diarreia no início da vida. Crianças do sexo masculino e aquelas que usavam chupeta ou foram amamentadas exclusivamente por menos de 3 meses apresentaram maior probabilidade de não continuarem a amamentar até os 2 anos de idade. Como a maioria dos fatores de risco descritos são modificáveis, os nossos achados reforçam a necessidade de fortalecer os esforços para apoiar, promover e proteger o aleitamento materno.

Agradecimentos

Agradecemos a todas as mulheres e crianças que participaram do Estudo MINA-Brasil e aos profissionais de saúde da Maternidade, Secretaria Municipal de Saúde e unidades básicas de saúde de Cruzeiro do Sul. Membros do grupo de trabalho MINA-Brasil: Marly Augusto Cardoso (PI), Alicia Matijasevich, Bárbara Hatzlhoffer Lourenço, Jenny Abanto, Maíra Barreto Malta, Marcelo Urbano Ferreira, Paulo Augusto Ribeiro Neves (Universidade de São Paulo, São Paulo, Brasil); Ana Alice Damasceno, Bruno Pereira da Silva, Rodrigo Medeiros de Souza (Universidade Federal do Acre, Cruzeiro do Sul, Brasil); Simone Ladeia-Andrade (Instituto Oswaldo Cruz, Fiocruz, Rio de Janeiro, Brasil), Marcia Caldas de Castro (Harvard T.H. Chan School of Public Health, Boston, EUA).

Funding Statement

Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq – processo n° 407255/2013-3 – pesquisador visitante especial para MCC; números de processo 303794/2021-6 e 312746/2021-0 - bolsas de pesquisador sênior para MAC e AM). Fundação Maria Cecília Souto Vidigal. Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo (Fapesp - processo n° 2016/00270-6). Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (Capes – processo n° 372666/2019-00 – bolsa de pesquisa para PSM). Os financiadores não tiveram nenhum papel na concepção do estudo, na coleta e interpretação dos dados ou na decisão de submeter o trabalho para publicação.

Footnotes

Financiamento: Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq – processo n° 407255/2013-3 – pesquisador visitante especial para MCC; números de processo 303794/2021-6 e 312746/2021-0 - bolsas de pesquisador sênior para MAC e AM). Fundação Maria Cecília Souto Vidigal. Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo (Fapesp - processo n° 2016/00270-6). Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (Capes – processo n° 372666/2019-00 – bolsa de pesquisa para PSM). Os financiadores não tiveram nenhum papel na concepção do estudo, na coleta e interpretação dos dados ou na decisão de submeter o trabalho para publicação.

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PERMALINK

Prevalence and predictors of breastfeeding in the MINA-Brazil cohort

Paola S Mosquera

Bárbara H Lourenço

Alicia Matijasevich

Marcia C Castro

Marly A Cardoso

Roles

ABSTRACT

OBJECTIVE

METHODS

RESULTS

CONCLUSIONS

INTRODUCTION

METHODS

Study Design and Population

Data Collection and Procedures

Statistical Analysis

RESULTS

Table 1. Participant characteristics at baseline in the MINA-Brazil birth cohort with breastfeeding status information up to 5 years of age (n = 1,143).

Figure 1. Prevalence (%) of exclusive breastfeeding (EBF) and continued breastfeeding (BF) among children over 5 years of age part of the MINA-Brazil birth cohort study. The bars represent 95% confidence intervals.

Figure 2. Kaplan-Meier survival curve for (a) exclusive breastfeeding up to 6 months and (b) breastfeeding up to 5 years of age among children in the MINA-Brazil birth cohort study.

Table 2. Crude and adjusted extended Cox regression models for predictors of exclusive breastfeeding cessation before 6 months of age among term infants in the MINA-Brazil cohort.

Table 3. Crude and adjusted extended Cox regression models for predictors of breastfeeding cessation before 2 years of age among term infants in the MINA-Brazil cohort.

DISCUSSION

CONCLUSION

Acknowledgments

Footnotes

REFERENCES

Prevalência e preditores do aleitamento materno na coorte MINA-Brasil

Paola S Mosquera

Bárbara H Lourenço

Alicia Matijasevich

Marcia C Castro

Marly A Cardoso

Roles

RESUMO

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSÕES

INTRODUÇÃO

MÉTODOS

Concepção e População do Estudo

Coleta de Dados e Procedimentos

Análise Estatística

RESULTADOS

Table 1. Características dos participantes na linha de base do estudo de coorte de nascimentos MINA-Brasil com informações sobre a situação do aleitamento materno até os 5 anos de idade (n = 1.143).

Figura 1. Prevalência (%) de aleitamento materno exclusivo (AME) e aleitamento materno continuado (AM) entre as crianças acima de 5 anos de idade, parte da coorte de nascimentos MINA-Brasil. As barras representam intervalos de confiança de 95%.

Figura 2. Curva de sobrevida de Kaplan-Meier para (a) aleitamento materno exclusivo até os 6 meses e (b) aleitamento materno até os 5 anos de idade entre as crianças do estudo de coorte de nascimentos MINA-Brasil.

Table 2. Modelos brutos e ajustados de regressão de Cox estendidos para preditores de interrupção do aleitamento materno exclusivo antes dos 6 meses de idade entre os recém-nascidos a termo na coorte MINA-Brasil.

Table 3. Modelos brutos e ajustados de regressão de Cox estendidos para preditores de interrupção do aleitamento materno antes dos 2 anos de idade entre os recém-nascidos a termo na coorte MINA-Brasil.

DISCUSSÃO

CONCLUSÃO

Agradecimentos

Funding Statement

Footnotes

ACTIONS

PERMALINK

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