Characteristics associated with dietary patterns in Brazilian children under two years of age

Rumão Batista Nunes de Carvalho; Maria Laura da Costa Louzada; Fernanda Rauber; Renata Bertazzi Levy

doi:10.11606/s1518-8787.2022056003757

. 2022 Nov 18;56:118. doi: 10.11606/s1518-8787.2022056003757

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Characteristics associated with dietary patterns in Brazilian children under two years of age

Rumão Batista Nunes de Carvalho ^I, Maria Laura da Costa Louzada ^II, Fernanda Rauber ^II, Renata Bertazzi Levy ^III

PMCID: PMC9749735 PMID: 36629709

ABSTRACT

OBJECTIVE

To analyze the dietary patterns of Brazilian children under two years of age and assess their association with sociodemographic characteristics and health service use.

METHODS

This is a cross-sectional study with data from the 2013 National Health Survey (PNS). Patterns were found for two age groups by principal component analysis and their correlation with characteristics of interest was tested by linear regression models.

RESULTS

We found two dietary patterns for our groups. The first consisted of the consumption of fresh or minimally processed foods and the second, of ultra-processed foods. The greater adherence of children between six and 11 months to the first pattern was associated with higher per capita family income and urban residences in the most developed regions of Brazil. At 12 months or more, adherence related to white race/color, higher per capita family incomes, residence in more developed regions, and visits to private childcare. Adherence to the second pattern among children under one year of age was inversely associated with Yellow or Indigenous race/color, residence in the Brazilian Northeast, and childcare in specialized public or private services. At 12 months or more, greater adherence was directly associated with Black or Brown children who resided in more developed regions, and inversely associated with those living in the Brazilian Northeast.

CONCLUSION

We found two opposite dietary patterns in Brazilian children under two years of age and that several social determinants modify their chance of adhering to these patterns.

Keywords: Infant Nutrition; Diet, Food, and Nutrition; Socioeconomic Factors; Child Health Services

INTRODUCTION

Children’s first two years of life are crucial for their growth and development. At this stage, adequate and healthy eating plays a fundamental role for the satisfactory occurrence of these processes¹. As long as it is offered in appropriate quantities and quality, food is associated with the best health conditions in childhood and can prevent several diseases which develop in adulthood¹.

On the other hand, inadequate nutrition is the most important risk factor for the loss of life years and is associated with several highly prevalent chronic non-communicable diseases, such as obesity, type 2 diabetes, hypertension, and some types of cancer². Moreover, it is one of the main determinants of the global syndemic of obesity, malnutrition, and climate change, affecting most people in the world³. These consequences are particularly relevant for children, since health behaviors and damages acquired in the early stages of life tend to have repercussions at later ages⁴.

Previous studies show that substituting the consumption of healthy meals (based on fresh or minimally processed foods) by ready-to-eat or semi-ready ones (i.e., ultra-processed) constitute one of the main determinants of worsening food quality^5,6. Children’s consumption of unhealthy foods has not only grown but seems also to be associated with a higher risk of developing obesity⁷ and dyslipidemia⁸; the former is the most common metabolic factor in the development of other chronic diseases among children, such as diabetes and high blood pressure^4,9.

These findings are especially important since children’s first years of life include not only their introduction to complementary foods which are essential to meet their nutritional and developmental needs but also the possibility of establishing parental practices, preferences, and eating habits (whether healthy or not¹⁰), which also requires the continuous evaluation of consumption markers in this age group.

Moreover, only few studies have evaluated the influence of health service use on infant feeding. In general, studies which evaluated mothers who used this support have focused on identifying aspects related to the monitoring and performance of indicators, especially of breastfeeding^11,12, and the existence of a link between users and healthcare providers¹³. Moreover, they claim that introducing unrecommended foods in children’s first year of life is associated with healthcare providers failing to effectively guide parents and guardians on nutrition and the latter’s low adherence to implemented nutritional prevention and education actions, especially in primary care services¹⁴. This scenario also requires further investigations.

Considering that the analysis of the simultaneous effect of different food groups¹⁵tends to better represent food intake, previous studies conducted in schoolchildren or residents of certain Brazilian regions evaluated food intake by assessing dietary patterns, observing that maternal characteristics tend to influence children’s adherence to these patterns^16,17. However, these findings neither enable the generalization of the dietary patterns and sociodemographic factors associated with the entire national territory and all age groups in the infant population nor provide evidence of this population’s dietary patterns which may be associated with health service use. This gap enables us to conduct new studies which analyze information in a nationally representative sample of Brazilian children, such as those under two years of age.

Thus, based on population sample data related to infant feeding, made available by the National Survey of Health in 2013¹⁸, and robust exploratory analysis methods (which would enable us to assess and explain the most frequent food consumption combinations), this study aims to analyze the dietary patterns of Brazilian children under two years of age and evaluate their association with sociodemographic characteristics and health service use.

METHODS

Design, Study Population, and Data Collection

This is a cross-sectional, household-based study with secondary data from the Brazilian National Health Survey (PNS), conducted by the Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE – Brazilian Institute of Geography and Statistics), in partnership with the Ministry of Health. Data were collected by trained interviewers from August 2013 to February 2014.

PNS used a three-stage probabilistic sampling: first, primary sampling units were composed of census tracts; then, households were drawn; and finally, residents aged 18 years or older. At each stage, selection was conducted by simple random sampling. PNS census tracts or sets were drawn via a master sample based on IBGE Integrated System of Household Surveys, with greater geographic spread and estimate precision. Thus, PNS represents Brazil, its macro-regions, federation units, metropolitan regions, and capitals.

Interview records were obtained from 60,202 households (an 86.1% response rate). Children under two years of age were identified in the PNS second stage, in which a fixed number of permanent private households was chosen from each primary sampling unit¹⁹. Mothers or guardians answered the questions regarding the children in the chosen households. Only 3,646 children between six and 23 months of age were included in the final sample of this study.

Sampling weights were defined for the primary sampling units, households, and all their residents. Additional details about the sampling process, weighting factors, collection, and other information can be found in a previous publication¹⁹.

Study Variables

Food intake, sociodemographic characteristics, and health service use data were analyzed.

Food Intake

Food intake was assessed by a questionnaire, applied to children’s guardians, aiming to evaluate the consumption of the following foods in the 24 hours prior to data collection: non-breast milk or dairy products; fruits or natural juices; vegetables; beans or other legumes (lentils, peas, etc.); meat or eggs; potato and other tubers and roots (sweet potato, cassava); cereals and derivatives (rice, bread, cereal, pasta, flour, etc.); artificial juices; cookies or cake; sweets or other foods with sugar; and soft drinks. All these variables were categorized into dichotomous indicators (0 = did not consume; 1 = consumed).

Sociodemographic Characteristics

The following sociodemographic variables were considered: sex (male; female); age (6 to 11 months and 29 days; 12 to 23 months and 29 days); race/color (white; Black or Brown; other – Yellow or Indigenous); per capita family income (distributed in quintiles); area of residence (rural; urban); and major regions (North; Northeast; Southeast; South; Midwest).

Health Service Use Characteristics

The following health service use variables were included: health insurance possession (yes; no) and place of children’s growth and development monitoring (childcare) (no follow up; basic health unit; specialized public service - specialty center, public polyclinic or health center, public hospital/outpatient clinic; private clinic; and others).

Data Analysis

Sociodemographic distribution, health service use, and the prevalence of the food consumed in our sample were shown as percentages and their respective 95% confidence intervals (95%CI).

Food intake patterns were defined via factor analysis by principal components¹⁵, a method indicated when data show abnormal distribution²⁰. Then, the obtained factors were rotated by orthogonal varimax rotation. The Bartlett and Kayser-Meyer-Olkin’s (KMO) tests of sphericity were applied to assess data adequacy for factor analysis²¹. The factors which met an eigenvalue > 1 and scree plot graphical analysis criteria were maintained. Best factor interpretability was used to compose final components and foods with factor loadings equal to or greater than 0.3 were considered important for finding dietary patterns. Foods with cross-loadings – equal to or greater than the specified load value (0.3) in two or more factors – were removed from analysis to identify and isolate data which best fit our factorial structure²⁰. Then, factorial scores were predicted for each evaluated child.

Associations between predicted scores (dependent variable), sociodemographic variables, and health service use (independent) were evaluated by linear regression models. In our adjusted model, variables with p < 0.20 were included in bivariate analyses, in which only the significant analyses were maintained (p < 0.05). Model adjustment was assessed by residue distribution analysis, which showed normality.

Data were analyzed in Stata, version 14.0, via its survey module, considering our sample design. Factor analysis and linear regression were stratified by age in months and performed for our whole sample.

PNS was approved by the National Research Ethics Commission (Protocol 328,159, of June 26, 2013). All interviewees were contacted and informed of the research and those who agreed to participate in this research signed informed consent forms.

RESULTS

We evaluated 3,646 Brazilian children between six and 23 months (1,249 from six to 11 months; 2,397 from 12 to 23 months). Most were Black or Brown (51.9%) boys (53.3%) aged between 12 and 23 months (68.3%) and belonging to the first and second quintiles of our per capita family income distribution (52.6%). Children living in urban areas (83.8%) in the Brazilian Northeast (29.4%) and Southeast (37.2%) without health insurances (73.6%) and who had visited basic health units (55.4%) and private services (27.9%) showed the highest distribution frequencies (Table 1).

Table 1. Characteristics of children aged six months to less than two years of age. National Survey on Health, 2013, (n = 3,646).

Characteristics	Percentage (%)	95%CI
Sociodemographic
Gender
Male	53.3	50.7–55.8
Women	46.7	44.2–49.3
Age
6–11 months and 29 days	31.7	29.3–34.1
12–23 months and 29 days	68.3	65.9–70.7
Race/color
White	47.1	44.6–49.6
Black or Brown	51.9	49.3–54.4
Other^a	1.0	0.5–1.9
Per capita family income
1st quintile (lowest income)	26.9	25.0–29.0
2nd quintile	25.7	23.5–28.0
3rd quintile	21.5	19.5–23.6
4th quintile	13.5	11.8–15.5
5th quintile (highest income)	12.4	10.5–14.4
Area of residence
Rural	16.2	14.8–17.6
Urban	83.8	82.4–85.2
Region of the Country
North	11.0	10.3–11.8
Northeast	29.4	27.9–31.0
Southeast	37.2	35.5–38.9
Sul	15.6	14.4–16.9
Midwest	6.8	6.2–7.3
Health service use
Health insurance coverage
Yes	26.4	24.0–29.0
No	73.6	71.0–76.0
Childcare
No follow up	7.3	6.1–8.8
Basic health unit	55.4	52.6–58.0
Specialized public service^b	6.7	5.5–8.1
Private office or clinic	27.9	25.4–30.5
Other	2.7	2.0–3.7

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^a Yellow or Indigenous

^b Specialty center, public polyclinic or health center; public hospital/outpatient clinic.

Table 2 describes these children’s food consumption. We observed that the highest percentages of consumed fresh or minimally processed food consisted of cereals and derivatives (83.1%), fruits or natural fruit juices (81.5%), and non-maternal milk and its derivatives (80.5%). The most consumed ultra-processed foods were cookies/cake (76.6%) and more than half of children under two years of age (52.4%) had consumed artificial juices and soft drinks within 24 hours before data collection.

Table 2. Percentage of consumption in the 24 hours prior to data collection in our sample with children aged six months to less than two years of age. National Survey on Health, 2013, (n = 3,646).

Consumed food	Percentage (%)	95%CI
Cereals and derivatives (rice, bread, cereal, pasta, flour, etc.)	83.1	81.1–84.9
Fruit or fruit juice	81.5	79.5–83.3
Non-breast milk or derivatives	80.5	78.3–82.5
Beans or other legumes (lentils, peas, etc.)	79.3	77.2–81.2
Biscuits or cake	76.6	74.3–78.7
Meat or eggs	76.1	73.9–78.2
Leaf vegetables	74.8	72.6–76.9
Potato and other tubers and roots (sweet potato, cassava)	61.1	58.6–63.5
Sweets, candies or other sugary foods	39.5	36.9–42.1
Artificial juices	31.7	29.4–34.1
Soft drinks	20.7	18.7–22.9

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Our data adequacy assessment showed a 0.80 KMO value and Bartlett results with p < 0.001, indicating adequacy for factor analysis.

Our analysis showed two factors, both in our total sample and in the stratified one according to age. Both factors explained 46% of the shared variance in children between six and 11 months and 41% in older ones. Table 3 shows the rotated factor loadings in each of the two components for the total sample and the stratified one. Consumption of “cookies or cake” showed cross-loading. Thus, we removed it from our analysis to better distinguish the validity between factors.

Table 3. Factorial loads rotated for the two components in our principal component analysis stratified by age. National Health Survey (PNS), 2013.

	6–11 months and 29 days (n = 1,249)			12–23 months and 29 days (n = 2,397)			Total sample (n = 3,646)

	Minimally processed pattern	Ultra-processed pattern	Common percentage^a	Minimally processed pattern	Ultra-processed pattern	Common percentage	Minimally processed pattern	Ultra-processed pattern	Common percentage
Consumed food
Non-breast milk or derivatives	0.35	-0.07	0.87	0.38	-0.02	0.86	0.36	0.04	0.87
Fruit or fruit juice	0.64	-0.05	0.59	0.57	-0.09	0.67	0.60	-0.06	0.63
Leaf vegetables	0.75	-0.07	0.44	0.71	-0.06	0.49	0.73	-0.08	0.46
Beans or other legumes	0.61	0.23	0.58	0.60	0.16	0.61	0.60	0.23	0.59
Meat or eggs	0.69	0.21	0.47	0.65	0.22	0.53	0.65	0.28	0.50
Potato and other tubers and roots	0.75	0.00	0.44	0.63	0.11	0.60	0.67	0.02	0.55
Cereals and derivatives	0.61	0.25	0.56	0.60	0.26	0.57	0.60	0.29	0.56
Artificial juices	0.03	0.69	0.53	0.06	0.64	0.59	0.04	0.67	0.56
Sweets, candies or other sugary foods	0.18	0.70	0.48	0.13	0.73	0.45	0.14	0.74	0.44
Soft drinks	-0.02	0.75	0.44	0.02	0.73	0.46	0.00	0.73	0.46
Proportional variance (%)	29.00	17.00	-	25.00	16.00	-	26.00	18.00	-
Accumulated variance (%)	29.00	46.00	-	25.00	41.00	-	26.00	44.00	-

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^a Commonality: proportion of the variance of each variable explained by the extracted factors.

The items indicated in bold showed a factorial load equal to or greater than 0.3.

In both age groups and the total sample, the first component – “minimally processed pattern” – included the consumption of fresh or minimally processed foods (non-maternal milk or derivatives, fruits or natural juices, vegetables, beans or other legumes, meat or eggs, potatoes and other tubers and roots, and cereals and derivatives). The second one, “ultra-processed pattern,” included ultra-processed foods (artificial juices, sweets, candies or other sugary foods and soft drinks).

Our crude models showed that adherence to the minimally processed pattern in both age groups was higher among urban white children in higher-income families who resided in the more developed regions of Brazil, had health insurances, and had visited in private health services. Our adjusted models for children aged six to 11 months maintained this pattern, which showed significant associations with higher-income families who resided in urban areas in the more developed Brazilian regions. The model for children aged 12 to 24 months showed that their greater adherence to the minimally processed pattern was significantly associated with white children from higher-income families who resided in more developed regions and visited private health services (Tables 4 and 5).

Table 4. Crude and adjusted association between food consumption patterns in children aged six to 11 months and 29 days, sociodemographic characteristics, and access to health services. National Survey on Health, 2013, (n = 1,249).

Características	Minimally processed pattern				Ultra-processed pattern

	Crude β^c (95%CI)	p	Adjusted β^d (95%CI)	p	Crude β^c (95%CI)	p	Adjusted β^d (95%CI)	p
Sociodemographic
Gender
Male	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Women	-0.08 (-0.25 to 0.09)	0.361	-		-0.03 (-0.19 to 0.13)	0.718	-	-
Race/color
White	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Black or Brown	-0.28 (-0.42 to -0.13)	< 0.001	-0.00 (-0.16 to 0.15)	0.971	0.12 (-0.05 to 0.29)	0.152	0.11 (-0.06 to 0.29)	0.190
Other^a	-0.07 (-0.68 to 0.54)	0.821	-0.15 (-0.81 to 0.52)	0.666	-0.52 (-0.89 to -0.14)	0.007	-0.40 (-0.77 to -0.02)	0.039
Per capita household income
1st quintile (lowest income)	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
2nd quintile	0.51 (0.29 to 0.74)	0.000^e	0.31 (0.10 to 0.53)	< 0.001^e	0.06 (-0.15 to 0.28)	< 0.001^e	0.07 (-0.15 to 0.29)	0.060^e
3rd quintile	0.76 (0.56 to 0.96)		0.44 (0.21 to 0.68)		-0.02 (-0.30 to 0.26)		0.01 (-0.30 to 0.32)
4th quintile	0.83 (0.63 to 1.03)		0.43 (0.18 to 0.68)		-0.17 (-0.37 to 0.03)		-0.13 (-0.38 to 0.11)
5th quintile (highest income)	1.03 (0.83 to 1.23)		0.53 (0.27 to 0.78)		-0.49 (-0.66 to -0.33)		-0.31 (-0.59 to -0.03)
Area of residence
Rural	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Urban	0.51 (0.29 to 0.74)	< 0.001	0.40 (0.21 to 0.60)	< 0.001	-0.11 (-0.34 to 0.11)	0.322	-	-
Region of the Country
North	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Northeast	0.33 (0.12 to 0.55)	0.003	0.35 (0.14 to 0.55)	0.001	-0.26 (-0.46 to -0.05)	0.013	-0.25 (-0.43 to -0.06)	0.010
Southeast	0.80 (0.58 to 1.03)	< 0.001	0.54 (0.31 to 0.78)	< 0.001	-0.08 (-0.34 to 0.18)	0.528	0.11 (-0.16 to 0.38)	0.421
South	0.81 (0.60 to 1.01)	< 0.001	0.54 (0.33 to 0.74)	< 0.001	0.02 (-0.25 to 0.29)	0.895	0.22 (-0.04 to 0.47)	0.096
Midwest	0.83 (0.61 to 1.05)	< 0.001	0.60 (0.38 to 0.81)	< 0.001	0.06 (-0.22 to 0.35)	0.671	0.20 (-0.07 to 0.78)	0.146
Health service use
Health insurance coverage
Yes	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
No	-0.54 (-0.69 to -0.39)	< 0.001	-0.11 (-0.28 to 0.06)	0.211	0.23 (0.07 to 0.40)	0.006	-0.02 (-0.22 to 0.18)	0.842
Childcare
No follow up	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Basic health unit	0.45 (0.13 to 0.76)	0.005	0.15 (-0.16 to 0.46)	0.345	-0.17 (-0.47 to 0.12)	0.252	-0.17 (-0.47 to 0.13)	0.272
Specialized public service^b	0.29 (-0.12 to 0.71)	0.167	0.04 (-0.33 to 0.42)	0.820	-0.41 (-0.78 to -0.03)	0.032	-0.40 (-0.78 to -0.01)	0.043
Private office or clinic	0.96 (0.65 to 1.30)	< 0.001	0.30 (-0.04 to 0.65)	0.086	-0.65 (-0.94 to -0.36)	< 0.001	-0.57 (-0.93 to -0.21)	0.002
Other	0.09 (-0.39 to 0.57)	0.710	-0.04 (-0.44 to 0.37)	0.864	-0.33 (-0.80 to 0.14)	0.167	-0.32 (-0.77 to 0.13)	0.159

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Note: Significant values: p < 0.05.

^a Yellow or Indigenous.

^b Specialty center, public polyclinic or health center; public hospital/outpatient clinic.

^c Crude regression coefficient.

^d Regression coefficient adjusted for sociodemographic variables and health service use with p < 0.20 in bivariate analysis.

^e Test for linear trend.

Table 5. Crude and adjusted association between food consumption patterns in children aged 12–23 months and 29 days and sociodemographic characteristics and health services accessibility. National Survey on Health, 2013, (n = 2,397).

Characteristics	Minimally processed pattern				Ultra-processed pattern

	Crude β^c (95%CI)	p	Adjusted β^d (95%CI)	p	Crude β^c (95%CI)	p	Adjusted β^d (95%CI)	p
Sociodemographic
Gender
Male	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Women	0.07 (-0.04 to 0.18)	0.231	-	-	0.06 (-0.06 to 0.19)	0.312	-	-
Race/color
White	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Black or Brown	-0.37 (-0.48 to -0.26)	< 0.001	-0.13 (-0.24 to -0.01)	0.030	0.14 (0.03 to 0.26)	0.015	0.17 (0.05 to 0.29)	0.005
Other^a	-0.30 (-0.78 to 0.17)	0.213	-0.09 (-0.52 to 0.33)	0.670	0.35 (-0.09 to 0.79)	0.120	0.26 (-0.14 to 0.66)	0.204
Per capita household income
1st quintile (lowest income)	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
2nd quintile	0.33 (0.18 to 0.48)	< 0.001^e	0.23 (0.07 to 0.39)	< 0.001^e	0.04 (-0.12 to 0.20)	0.012^e	-0.04 (-0.20 to 0.13)	0.068^e
3rd quintile	0.60 (0.44 to 0.76)		0.38 (0.21 to 0.55)		0.05 (-0.14 to 0.24)		-0.01 (-0.20 to 0.18)
4th quintile	0.72 (0.56 to 0.89)		0.45 (0.27 to 0.63)		0.07 (-0.12 to 0.27)		0.03 (-0.19 to 0.25)
5th quintile (highest income)	0.90 (0.74 to 1.06)		0.54 (0.34 to 0.74)		-0.37 (-0.57 to -0.18)		-0.38 (-0.64 to -0.13)
Area of residence
Rural	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Urban	0.39 (0.25 to 0.53)	< 0.001	0.13 (-0.02 to 0.27)	0.082	0.03 (-0.10 to 0.16)	0.648	-	-
Region of the Country
North	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Northeast	0.30 (0.11 to 0.49)	0.002	0.30 (0.12 to 0.48)	0.001	-0.17 (-0.32 to -0.02)	0.022	-0.16 (-0.31 to -0.02)	0.027
Southeast	0.70 (0.50 to 0.89)	< 0.001	0.43 (0.24 to 0.63)	< 0.001	0.08 (-0.09 to 0.26)	0.339	0.25 (0.07 to 0.43)	0.006
South	0.77 (0.58 to 0.96)	< 0.001	0.54 (0.35 to 0.73)	< 0.001	0.24 (0.05 to 0.44)	0.016	0.41 (0.20 to 0.62)	< 0.001
Midwest	0.72 (0.52 to 0.93)	< 0.001	0.53 (0.33 to 0.73)	< 0.001	0.12 (-0.08 to 0.32)	0.254	0.23 (0.03 to 0.43)	0.026
Health service use
Health insurance coverage
Yes	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
No	-0.47 (-0.58 to -0.36)	< 0.001	-0.06 (-0.20 to 0.08)	0.395	0.14 (-0.00 to 0.29)	0.053	0.03 (-0.15 to 0.21)	0.734
Childcare
No follow up	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Basic health unit	0.27 (0.06 to 0.48)	0.011	0.16 (-0.03 to 0.35)	0.093	-0.03 (-0.23 to 0.16)	0.738	-0.05 (-0.25 to 0.15)	0.614
Specialized public service^b	0.29 (0.00 to 0.58)	0.047	0.16 (-0.12 to 0.43)	0.261	0.00 (-0.26 to 0.26)	0.985	-0.01 (-0.27 to 0.24)	0.922
Private office or clinic	0.76 (0.55 to 0.97)	< 0.001	0.27 (0.05 to 0.49)	0.015	-0.23 (-0.44 to -0.01)	0.043	-0.19 (-0.42 to 0.05)	0.119
Other	0.31 (-0.03 to 0.64)	0.071	0.21 (0.10 to 0.52)	0.176	0.22 (-0.17 to 0.62)	0.294	0.25 (-0.10 to 0.61)	0.157

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Note: Significant values: p < 0.05.

^a Yellow or Indigenous

^b Specialty center, public polyclinic or health center; public hospital/outpatient clinic.

^c Crude regression coefficient.

^d Regression coefficient adjusted for sociodemographic variables and health service use with p < 0.20 in bivariate analysis.

^e Test for linear trend.

Regarding ultra-processed patterns among children aged six to 11 months, greater adherence was directly associated with children covered by health insurance and inversely associated with Yellow or Indigenous ones from lower-income families with who lived in the Brazilian Northeast and visited private health services. In children aged one year or older, greater adherence to ultra-processed patterns was directly associated with Black or Brown children residing in the Brazilian South and inversely associated with the richest ones who lived in the Northeast and visited private health services. After adjustment, the associations for children aged six to 11 months remained significant, except for lower incomes and health insurance possession. Children older than one year showed an association which lost significance for lower incomes and private health services. However, we found associations with the Brazilian Southeast and Midwest (Tables 4 and 5).

DISCUSSION

Representative data for Brazilian children under two years of age enabled us to find two food intake patterns, which we classified as minimally processed and ultra-processed. The greater adherence of children between six and 11 months to the minimally processed pattern related to higher family incomes and urban residencies in the more developed regions of Brazil (South, Southeast, and Midwest). In children aged 12 months or older from higher family incomes and living in more developed regions showed higher adherence, an association we also found among those who were white and used private childcare services. Regarding ultra-processed patterns among children aged six to 11 months, greater adherence was inversely associated with Yellow or Indigenous children who lived in the Brazilian Northeast and used private health services. At 12 months or more, greater adherence was directly associated with Black or Brown children who resided in more developed regions, and inversely associated with those living in the Brazilian Northeast.

The minimally processed pattern we found explained the highest proportion of total variance and best represented the food intake of Brazilian children under two years of age. This pattern showed foods or derivatives related to non-breast milk, fruits, meat or eggs, and vegetables in general. Our findings add information to previous findings from some regional studies conducted in Brazil and abroad with children of different ages. These studies also found a type of dietary pattern, consisting mostly of recommended food groups^16,22. An example was the “healthy pattern” found in children aged 13 to 35 months in a Northeastern capital, which included vegetables, tubers, meat, offal, rice, pasta, fruit, and fruit juices¹⁶. A study with two- to nine-year-old schoolchildren in the Brazilian Southeast observed another similar food pattern, “traditional food,” which consisted of six groups of consumed foods: meat, grains, beans, milk and dairy products, vegetables, and fruits²². Moreover, research with Australian children under the age of two²³and with European children between two and nine years of age²⁴ also found patterns consisting of food groups resembling our minimally processed pattern.

Brazilian children tend toward a healthy eating pattern, aligned with the recommendations of the Guia Alimentar para Crianças Brasileiras Menores de 2 anos (Dietary Guidelines for Brazilian Children under 2 Years of Age¹). These Guidelines recommend that, from six months of age onward parents or guardians should introduce their children to an adequate and healthy complementary diet to breast milk, based on fresh or minimally processed foods directly obtained from plants and animals, such as fruits, vegetables, legumes, eggs, meats, tubers, grains, and cereals¹. Parents and guardians should also start encouraging and adopting healthy eating practices and preventing chronic diseases in children’s later stages of life from their first two years of age onward since eating practices acquired during childhood tend to continue in adulthood²⁵.

Regarding the consumption of non-breast milk or its derivatives, within the minimally processed pattern, we should mention that parents or guardians should avoid supplying children under one year of age with non-breast milk¹. In special situations, a qualified healthcare provider should guide the supply of non-breast milk¹. However, as it was impossible to evaluate whether the consumption of this food group followed the recommendations of the Ministry of Health¹, research should insert the minimally processed dietary pattern in its analyses with caution.

The second pattern we found, “ultra-processed pattern,” included artificial juices, sweets, candies or other sugary foods and soft drinks. Similarly, a study with children aged 13 to 35 months, conducted in Brazilian Northeast urban households, found a dietary pattern its authors called “unhealthy”, which included artificial juices, soft drinks, cookies, simple cakes, and unhealthy snacks¹⁶. A study conducted with schoolchildren from the Southeast found a pattern its authors called “ultra-processed foods,” consisting of fast food, artificial juice, snacks, sugary snacks, cookies/cakes with filling, and lower vegetable intake²². Note that some differences in the composition of dietary patterns between these studies may result from the different instruments available to obtain data on children’s food intake, the evaluated age group, and the region in which authors conducted their studies, which also increases the relevance of performing this study in a nationally representative sample of children under two years of age.

Since we found a general high prevalence of consumption of many ultra-processed foods, we stress the importance these findings may represent in the health of children under two years of age. Our results indicate that more than three quarters of these children had consumed cookies or cake, data higher than that in a previous study¹⁴. Also, more than half of the children we evaluated consumed sugary drinks, agreeing with results from a study conducted in the Brazilian Southeast²⁶. Moreover, we observed that about 40% of Brazilian children under two years of age consumed sweets, candies or other sugary foods; a pattern observed in children before four months of age¹⁴. The consumption of ultra-processed foods is associated with unfavorable outcomes to childhood health, such as obesity and dyslipidemias^7,8,24.

As described in the Guia Alimentar para Crianças Brasileiras Menores de 2 anos (Dietary Guidelines for Brazilian Children under 2 Years of Age¹), the ultra-processed dietary pattern we identified is unrecommended for children under two years of age. Although the literature has reported the damage associated with consuming ultra-processed foods^7,24,27, findings in Brazil and abroad indicate the growing consumption of this food group, especially among children in different geographic regions and socioeconomic scenarios^26,28. The consumption of ultra-processed foods is associated with children’s poor diet, especially those rich in sugar²⁹, sodium^29,30, and saturated fats³⁰ and those low in vitamins^26,30, fibers, proteins, and potassium⁵.

Furthermore, longitudinal studies evince that preschoolers^7,8,24 and adolescents²⁷ in Brazil and other countries consume ultra-processed foods, a diet associated with increased central adiposity^7,27, altered lipid profile⁸, and increased levels of C-reactive protein, a biomarker commonly associated with adiposity and cardiovascular risk factors²⁴. The early introduction of ultra-processed foods can also impair exclusive breastfeeding since the supply of this type of food begins before children’s fourth month of life¹⁴. Our results reinforce the need for more effective actions to monitor Brazilian children’s growth and development, especially regarding guidelines aimed at introducing complementary public or private food services.

Analyses performed for both age groups (six to 12 months and 12 to 24 months) found no differences in dietary pattern composition but evinced that Brazilian children already consumed ultra-processed foods as young as one year of age. A result which resembles that from a multicenter study conducted with children living in Southern Brazil¹⁴, which found that the consumption of non-recommended foods begins even before children’s first year of life.

Regarding the adherence of children under two years of age to the minimally processed pattern and higher household incomes, a study conducted in a Brazilian Northeastern capital found similar results¹⁷. However, other studies which used comparable methods failed to find the adherence of white children living in the more developed urban areas of Brazil.

We found that non-white children older than one year showed the highest adherence to the ultra-processed pattern, a result resembling a study with North American children in this age group³¹. Regarding the inverse association between the ultra-processed pattern and children living in the Brazilian Northeast, a previous analysis, which evaluated the prevalence of consumption of sugary drinks in children under two years of age via 2013 PNS data³²found comparable evidence. However, the ultra-processed dietary pattern not only was inversely associated with children living in the Northeast (as observed in a previous study³²) but was also directly related to children living in more developed regions, suggesting regional differences in the composition of dietary patterns. Unlike a previous finding¹⁴, we observed no association between the ultra-processed pattern and per capita family income.

In general, some health, nutritional, and socioeconomic factors (among others) have made it difficult for children from poor countries to achieve their expected development³³. Research has especially observed that maternal educational attainment and income can interfere in food quality improvement. Moreover, mothers’ educational attainment can influence children’s adherence to both recommended and unrecommended dietary practices³³.

We have so far found no publication evaluating children’s eating patterns and health service use in a nationally representative sample. Our results indicate that the greatest adherence to adequate and healthy eating patterns were associated with children who visited private childcare services. This agrees with a regional study conducted in the Brazilian Northeast¹⁷.

In general, health services, such as childcare, can contribute to several positive outcomes by monitoring children’s growth and development; from promoting and recovering children’s health to preventing diseases in childhood and adulthood¹⁷. Thus, promoting food and nutritional guidance in childcare services is an essential action, especially considering that its lack damages health and is associated with adherence to inadequate eating patterns during childhood^7,8.

Previous studies indicate that the integrality of childcare is a process under construction in Brazilian Primary Health Care, especially in the services offered by the Family Health Strategy³⁴. Moreover, significant changes in the structure of the service and in professionals’ profile are still needed for an effective Family Health Strategy as a model of care^34,35.

Among the limitations of this study, some were related to the adults taken as a family reference to answer the questionnaire on food consumption. Since they were randomly selected, they may only be indirectly responsible for the child in some households. Furthermore, the use of only one questionnaire on food consumption in the 24 hours prior to data collection may fail to represent children’s usual consumption. However, the use of a large sample with PNS data may have minimized the effect of food consumption variability. Other limitations regard the use of factor analysis, including the following arbitrary options: number of components to be extracted, rotation method, and component naming³⁶. The observed patterns, however, cohere with the main behaviors which promote chronic non-communicable diseases in Brazil and abroad.

Despite its limitations, this study has important strengths. Our results reinforce the current scientific literature since they found two eating behavior patterns in Brazilian children which are associated to opposite recommendations in the Guia Alimentar para Crianças Brasileiras Menores de 2 anos (Dietary Guidelines for Brazilian Children under 2 Years of Age¹). Moreover, we showed that the demographic and economic factors to which children are exposed may influence these patterns. The literature has no national population-based study evaluating outcomes with similar methods (i.e., complex probabilistic sampling and methodological rigor), enabling us to extrapolate our results for the entire infant population under two years of age in Brazil.

Considering our findings, the consumption of some ultra-processed foods showed a high prevalence in Brazilian children under two years of age. We found two dietary patterns of different compositions in this population, which may be distributed according to several sociodemographic characteristics and health service use. Moreover, these patterns seem to represent two opposite recommendations in the Guia Alimentar para Crianças Brasileiras Menores de 2 anos (Dietary Guidelines for Brazilian Children under 2 Years of Age) for food intake and items to be avoided. This may guide the implementation of health promotion actions, including those already in force, so children achieve results with greater equity.

Footnotes

Funding: Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (Capes - Doctoral Scholarship for RBNC)

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Rev Saude Publica. 2022 Nov 18;56:118. [Article in Portuguese]

Características associadas a padrões alimentares em crianças brasileiras menores de dois anos

Rumão Batista Nunes de Carvalho ^I, Maria Laura da Costa Louzada ^II, Fernanda Rauber ^II, Renata Bertazzi Levy ^III

RESUMO

OBJETIVO

Analisar padrões alimentares de crianças brasileiras menores de dois anos e verificar a sua associação com características sociodemográficas e de utilização de serviços de saúde.

MÉTODOS

Estudo transversal com dados da Pesquisa Nacional de Saúde (PNS) de 2013. A identificação dos padrões foi realizada em dois grupos etários por meio da análise fatorial por componentes principais e a correlação às características de interesse, testada por meio de modelos de regressão linear.

RESULTADOS

Em ambos os grupos foram identificados dois padrões alimentares: o primeiro foi caracterizado pelo consumo de alimentos in natura ou minimamente processado e o segundo marcado somente pelo consumo de alimentos ultraprocessados. A maior adesão das crianças entre seis e 11 meses ao primeiro padrão foi associada à maior renda familiar per capita, residência em área urbana e nas regiões mais desenvolvidas do país. Com 12 meses ou mais, a adesão foi relacionada com a raça/cor branca, maior renda familiar per capita, residência nas regiões mais desenvolvidas e realizar consultas de puericultura em serviços privados. No segundo padrão, a aderência entre os menores de um ano foi inversamente associada com raça/cor amarela ou indígena, residência na região Nordeste e realização de puericultura nos serviços públicos especializados ou nos privados. A partir dos 12 meses, a adesão foi diretamente associada com raça/cor preta ou parda e residência nas regiões mais desenvolvidas, e inversamente associada com residência na região Nordeste.

CONCLUSÃO

O estudo identificou dois padrões alimentares opostos em crianças brasileiras menores de dois anos, sendo que diferentes determinantes sociais modificam a chance de adesão a esses padrões.

Keywords: Nutrição do Lactente; Alimentos, Dieta e Nutrição; Fatores Socioeconômicos; Serviços de Saúde da Criança

INTRODUÇÃO

Os dois primeiros anos de vida são cruciais para o crescimento e desenvolvimento da criança, e nesta fase a alimentação adequada e saudável desempenha um papel fundamental para que esses processos ocorram de forma satisfatória¹. Desde que seja ofertada em quantidade e qualidade apropriada, a alimentação associa-se às melhores condições de saúde na infância, assim como pode atuar na prevenção de diversas doenças desenvolvidas na fase adulta¹.

Por outro lado, a alimentação inadequada é o mais importante fator de risco para anos de vida perdidos e está associada a inúmeras doenças crônicas não transmissíveis altamente prevalentes, como obesidade, diabetes tipo II, hipertensão e alguns tipos de câncer². Além disso, é um dos principais determinantes da sindemia global de obesidade, desnutrição e mudanças climáticas, que afeta a maioria das pessoas em todos os países e regiões do mundo³. Essas consequências são particularmente relevantes para crianças, já que comportamentos e agravos de saúde adquiridos em fases iniciais da vida tendem a repercutir em idades posteriores⁴.

Estudos prévios evidenciam que um dos principais determinantes da piora da qualidade da alimentação decorre, principalmente, da substituição do consumo de refeições saudáveis, baseadas em alimentos in natura ou minimamente processados, por alimentos prontos ou semiprontos para consumo, identificados como ultraprocessados^5,6. Na população infantil, o consumo de alimentos não saudáveis além de estar aumentando, parece estar associado ao maior risco de desenvolver obesidade⁷ e dislipidemia⁸, sendo que a primeira é o fator metabólico mais comum no desenvolvimento de outros agravos crônicos entre as crianças, como diabetes e pressão arterial elevada^4,9.

Esses achados são especialmente importantes, já que nos primeiros anos de vida, além da introdução de alimentos complementares, essencial para atender às necessidades nutricionais e de desenvolvimento de uma criança, também é uma época em que práticas parentais, preferências e hábitos alimentares, saudáveis ou não , poderão ser estabelecidos¹⁰, o que, ainda, demanda a necessidade da avaliação contínua de marcadores de consumo nessa faixa etária.

Além disso, até o momento são poucos os estudos que avaliam a influência da utilização de serviços de saúde na alimentação infantil. Em geral, as pesquisas que avaliaram mães usuárias desse suporte têm se concentrado em identificar os aspectos relacionados ao monitoramento e desempenho de indicadores, especialmente os de amamentação^11,12, assim como a existência de vínculo entre as usuárias e o profissional do serviço¹³. Ainda, discute-se a ideia de que a prática de introdução de alimentos não recomendados no primeiro ano de vida se associa à falta de orientações nutricionais eficazes aos responsáveis, por parte dos profissionais de saúde, como também à baixa aderência às ações de prevenção e educação nutricional implementadas, especialmente em serviços de atenção básica¹⁴. Esse cenário também leva a realizar investigações mais aprofundadas.

Considerando que o consumo alimentar tende a ser mais bem representado pela análise do efeito simultâneo de diferentes grupos de alimentos¹⁵, estudos anteriores, realizados em escolares ou em residentes de determinadas regiões do país, avaliaram a alimentação por meio da identificação de padrões alimentares e observaram que características maternas tendem a influenciar a adesão a esses padrões^16,17. No entanto, esses achados não permitem generalizar os padrões alimentares e os fatores sociodemográficos associados a todo o território nacional, e para todas as faixas de idade da população infantil, assim como ainda não foram observadas evidências de padrões alimentares que, nessa fase, podem estar associados à utilização de serviços de saúde. Essa lacuna permite realizar novos estudos que analisem informações em uma amostra nacionalmente representativa de crianças brasileiras, como em menores de dois anos de idade.

Assim, a partir dos dados de amostra populacional relacionados à alimentação infantil, disponibilizados pela Pesquisa Nacional de Saúde em 2013¹⁸, e dos métodos robustos de análise exploratória, que permitem identificar e explicar as combinações mais frequentes do consumo alimentar, este estudo se propõe a analisar padrões alimentares de crianças brasileiras menores de dois anos e verificar a sua associação com características sociodemográficas e de utilização de serviços de saúde.

MÉTODOS

Delineamento, População de Estudo e Coleta de Dados

Estudo transversal, de base populacional domiciliar, que utiliza dados secundários da Pesquisa Nacional de Saúde, conduzida pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE), em parceria com o Ministério da Saúde. A coleta de dados foi realizada por entrevistadores treinados e ocorreu no período de agosto de 2013 a fevereiro de 2014.

A PNS utilizou amostragem probabilística em três estágios: no primeiro, os setores censitários constituíram as unidades primárias de amostragem; o segundo estágio referiu-se ao sorteio dos domicílios; e o terceiro, ao sorteio de um morador de 18 anos ou mais de idade. Em cada estágio, foi realizado sorteio por amostragem aleatória simples. Os setores censitários ou conjuntos utilizados na PNS foram sorteados com base no Sistema Integrado de Pesquisas Domiciliares do IBGE, usando Amostra Mestra, com maior espalhamento geográfico e ganho de precisão das estimativas. Desta forma, a amostra da PNS é representativa do Brasil, macrorregiões, unidades da federação, regiões metropolitanas, capitais e o restante das unidades da federação.

Foram obtidos registros de entrevistas em 60.202 domicílios (taxa de resposta de 86,1%). As crianças menores de dois anos de idade foram identificadas no segundo estágio, quando um número fixo de domicílios particulares permanentes em cada unidade primária de amostragem foi selecionado¹⁹. As mães ou responsáveis responderam às questões referentes às crianças nos domicílios sorteados. Neste estudo, apenas as 3.646 crianças entre seis e 23 meses de idade foram incluídas na amostra final.

Definiram-se pesos amostrais para as unidades primárias de amostragem, domicílios e todos os seus moradores. Detalhes adicionais sobre o processo de amostragem, fatores de ponderação, coleta e outras informações podem ser encontrados em publicação anterior¹⁹.

Variáveis de Estudo

Dados relacionados ao consumo alimentar, às características sociodemográficas e de utilização de serviços de saúde foram analisados.

Consumo Alimentar

O consumo alimentar foi obtido por meio de resposta a um questionário aplicado ao responsável pelo domicílio da criança que avaliou o consumo dos seguintes alimentos nas 24 horas que antecederam o dia da entrevista: leite não materno ou derivados; frutas ou suco natural; verduras/legumes; feijão ou outras leguminosas (lentilha, ervilha etc.); carnes ou ovos; batata e outros tubérculos e raízes (batata doce, mandioca); cereais e derivados (arroz, pão, cereal, macarrão, farinha etc.); sucos artificiais; biscoitos, bolachas ou bolo; doces, balas ou outros alimentos com açúcar; e refrigerantes. Todas essas variáveis foram categorizadas em indicadores dicotômicos (0 = não consumiu; 1 = consumiu).

Características Sociodemográficas

Consideraram-se as seguintes variáveis sociodemográficas: sexo (masculino; feminino); idade (seis a 11 meses e 29 dias; 12 a 23 meses e 29 dias); raça/cor da pele referida (branca; preta ou parda; outras – amarela ou indígena); renda familiar per capita (distribuída em quintos); área de residência (rural; urbana); e região do país (Norte; Nordeste; Sudeste; Sul; Centro-Oeste).

Características de Utilização de Serviços de Saúde

As variáveis de utilização de serviços de saúde incluíam: cobertura de plano de saúde (sim; não); e local de acompanhamento do crescimento e desenvolvimento (puericultura) (não faz acompanhamento; unidade básica de saúde; serviço público especializado – centro de especialidades, policlínica pública ou posto de assistência médica, hospital público/ambulatório; consultório particular ou clínica privada; e outros).

Análise dos Dados

A distribuição sociodemográfica e de utilização de serviços de saúde e a prevalência dos alimentos consumidos foram apresentadas em percentuais e respectivos intervalos de confiança de 95% (IC95%) para a amostra total.

Os padrões de comportamento alimentar foram definidos utilizando análise fatorial por componentes principais¹⁵, método indicado quando os dados não apresentam distribuição normal²⁰. Em seguida, os fatores obtidos foram rotacionados por meio de rotação ortogonal varimax. Os testes de esfericidade de Bartllet e Kayser-Meyer-Olkin (KMO) foram aplicados para verificar a adequação dos dados para realização da análise fatorial²¹. Os fatores retidos atenderam os critérios de autovalor (eigenvalue) > 1 e análise gráfica scree plot. A melhor interpretabilidade dos fatores foi utilizada para composição final dos componentes, e os alimentos com cargas fatoriais maiores ou igual a 0,3 foram considerados importantes para a identificação do padrão alimentar. Alimentos que apresentaram cargas cruzadas (cross-loadings) – carregamentos de itens maior ou igual aos valores de carga especificados (0,3) em dois ou mais fatores – foram retirados da análise para identificação e discriminação do melhor ajuste aos dados na estrutura fatorial²⁰. Em seguida, os escores fatoriais foram preditos para cada criança avaliada.

A associação entre os escores preditos (variável dependente) e as variáveis sociodemográficas e de utilização de serviços de saúde (independentes) foi avaliada mediante modelos de regressão linear. No modelo ajustado, foram incluídas variáveis com p < 0,20 nas análises bivariadas e mantidas apenas as significativas (p < 0,05). O ajuste do modelo foi verificado pela análise de distribuição de resíduos, que apresentou normalidade.

Realizou-se a análise de dados no software Stata versão 14.0, por meio do módulo survey, considerando o delineamento amostral. A análise fatorial e a regressão linear foram realizadas na amostra total e na estratificada pela idade em meses.

A PNS foi aprovada na Comissão Nacional de Ética em Pesquisa (Protocolo 328.159, de 26 de junho de 2013). Todos os entrevistados foram consultados e esclarecidos, e aqueles que aceitaram participar da pesquisa assinaram o Termo de Consentimento Livre e Esclarecido.

RESULTADOS

Foram avaliadas 3.646 crianças brasileiras entre seis e 23 meses (1.249 de seis a 11 meses; 2.397 de 12 a 23 meses). A maioria era do sexo masculino (53,3%), tinha entre 12 e 23 meses (68,3%), foi declarada preta ou parda (51,9%) e pertencia ao primeiro e segundo quintos da distribuição de renda familiar per capita (52,6%). Crianças que residiam na área urbana (83,8%), nas regiões Nordeste (29,4%) e Sudeste (37,2%), sem cobertura de plano de saúde (73,6%), atendidas nas unidades básicas de saúde (55,4%) e em serviços privados (27,9%) apresentaram as maiores frequências na distribuição (Tabela 1).

Tabela 1. Descrição das características da amostra de crianças de seis meses a menores de dois anos de idade. Pesquisa Nacional de saúde (PNS), 2013 (n = 3.646).

Características	Percentual (%)	IC95%
Sociodemográficas
Sexo
Masculino	53,3	50,7–55,8
Feminino	46,7	44,2–49,3
Idade
6–11 meses e 29 dias	31,7	29,3–34,1
12–23 meses e 29 dias	68,3	65,9–70,7
Raça/cor
Branca	47,1	44,6–49,6
Preta ou parda	51,9	49,3–54,4
Outras^a	1,0	0,5–1,9
Renda familiar per capita
1º quinto (menor renda)	26,9	25,0–29,0
2º quinto	25,7	23,5–28,0
3º quinto	21,5	19,5–23,6
4º quinto	13,5	11,8–15,5
5º quinto (maior renda)	12,4	10,5–14,4
Área de residência
Rural	16,2	14,8–17,6
Urbana	83,8	82,4–85,2
Região do País
Norte	11,0	10,3–11,8
Nordeste	29,4	27,9–31,0
Sudeste	37,2	35,5–38,9
Sul	15,6	14,4–16,9
Centro-Oeste	6,8	6,2–7,3
Utilização de serviços de saúde
Cobertura de plano de saúde
Sim	26,4	24,0–29,0
Não	73,6	71,0–76,0
Puericultura
Não faz acompanhamento	7,3	6,1–8,8
Unidade básica de saúde	55,4	52,6–58,0
Serviço público especializado^b	6,7	5,5–8,1
Consultório particular ou clínica privada	27,9	25,4–30,5
Outros	2,7	2,0–3,7

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^a Amarela ou indígena

^b Centro de especialidades, policlínica pública ou posto de assistência médica; hospital público/ambulatório.

A descrição dos alimentos consumidos pelas crianças está apresentada na Tabela 2. Os maiores percentuais de consumo de alimentos considerados in natura ou minimamente processados foram observados para cereais e derivados (83,1%), frutas ou suco natural de frutas (81,5%) e leite não materno ou derivados (80,5%). Entre os alimentos ultraprocessados, o maior percentual de consumo foi de biscoitos/bolachas/bolo (76,6%); mais da metade das crianças menores de dois anos (52,4%) tinha consumido sucos artificiais e refrigerantes nas últimas 24 horas.

Tabela 2. Percentual de consumo nas 24 horas anteriores à entrevista de alimentos na amostra de crianças de seis meses a menores de dois anos de idade. Pesquisa Nacional de Saúde (PNS), 2013 (n = 3.646).

Alimentos consumidos	Percentual (%)	IC95%
Cereais e derivados (arroz, pão, cereal, macarrão, farinha etc.)	83,1	81,1–84,9
Frutas ou suco natural	81,5	79,5–83,3
Leite não materno ou derivados	80,5	78,3–82,5
Feijão ou outras leguminosas (lentilha, ervilha etc.)	79,3	77,2–81,2
Biscoitos, bolachas ou bolo	76,6	74,3–78,7
Carnes ou ovos	76,1	73,9–78,2
Verduras/legumes	74,8	72,6–76,9
Batata e outros tubérculos e raízes (batata doce, mandioca)	61,1	58,6–63,5
Doces, balas ou outros alimentos com açúcar	39,5	36,9–42,1
Sucos artificiais	31,7	29,4–34,1
Refrigerantes	20,7	18,7–22,9

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No geral, a verificação da adequação dos dados obteve valor de KMO 0,80 e teste de Bartlett com p < 0,001, indicando adequação dos dados para realização da análise fatorial.

Pela análise foi possível identificar dois fatores, tanto em toda a amostra quanto naquela estratificada segundo a faixa etária. Os dois fatores explicaram 46% da variância compartilhada nas crianças entre seis e 11 meses e 41% nas crianças mais velhas. Na Tabela 3 são apresentadas as cargas fatoriais rotacionadas em cada um dos dois componentes, para a amostra total e para a estratificada. O consumo de “biscoitos, bolachas ou bolo” apresentou cross-loading e foi retirado da análise para melhor validade de discriminação entre os fatores.

Tabela 3. Cargas fatoriais rotacionadas para os dois componentes da análise fatorial por componentes principais, estratificados por idade. Pesquisa Nacional de Saúde (PNS), 2013.

	6–11 meses e 29 dias (n = 1.249)			12–23 meses e 29 dias (n = 2.397)			Total da amostra (n = 3.646)

	Padrão minimamente processado	Padrão ultraprocessado	Porcentagem comum^a	Padrão minimamente processado	Padrão ultraprocessado	Porcentagem comum	Padrão minimamente processado	Padrão ultraprocessado	Porcentagem comum
Alimentos consumidos
Leite não materno ou derivados	0,35	-0,07	0,87	0,38	-0,02	0,86	0,36	0,04	0,87
Frutas ou suco natural	0,64	-0,05	0,59	0,57	-0,09	0,67	0,60	-0,06	0,63
Verduras/legumes	0,75	-0,07	0,44	0,71	-0,06	0,49	0,73	-0,08	0,46
Feijão ou outras leguminosas	0,61	0,23	0,58	0,60	0,16	0,61	0,60	0,23	0,59
Carnes ou ovos	0,69	0,21	0,47	0,65	0,22	0,53	0,65	0,28	0,50
Batata e outros tubérculos e raízes	0,75	0,00	0,44	0,63	0,11	0,60	0,67	0,02	0,55
Cereais e derivados	0,61	0,25	0,56	0,60	0,26	0,57	0,60	0,29	0,56
Sucos artificiais	0,03	0,69	0,53	0,06	0,64	0,59	0,04	0,67	0,56
Doces, balas ou outros alimentos com açúcar	0,18	0,70	0,48	0,13	0,73	0,45	0,14	0,74	0,44
Refrigerantes	-0,02	0,75	0,44	0,02	0,73	0,46	0,00	0,73	0,46
Variância proporcional (%)	29,00	17,00	-	25,00	16,00	-	26,00	18,00	-
Variância acumulada (%)	29,00	46,00	-	25,00	41,00	-	26,00	44,00	-

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^a Comunalidade: proporção da variância de cada variável explicada pelos fatores extraídos.

Os itens indicados em negrito apresentaram carga fatorial maior ou igual a 0,3.

Em ambos os grupos etários e para o total da população estudada, o primeiro componente denominado “padrão minimamente processado”, foi caracterizado pelo consumo de alimentos in natura ou minimamente processado (leite não materno ou derivados, frutas ou suco natural, verduras/legumes, feijão ou outras leguminosas, carnes ou ovos, batata e outros tubérculos e raízes, e cereais e derivados). Já o segundo, intitulado “padrão ultraprocessado”, foi caracterizado pelos alimentos ultraprocessados (sucos artificiais, doces, balas ou outros alimentos com açúcar e refrigerantes).

Nos modelos brutos, a aderência ao padrão minimamente processado, nas duas faixas de idade, foi maior entre as crianças brancas, de maior renda, residentes das zonas urbanas e das regiões mais desenvolvidas do país, com planos de saúde e atendidas em serviços de saúde privados. Nos modelos ajustados para as crianças de seis a 11 meses, esse padrão manteve-se significantemente associado com famílias de maior renda, residentes das zonas urbanas e das regiões mais desenvolvidas do país. No modelo para crianças de 12 a 24 meses, a maior aderência ao padrão minimamente processado se associou significativamente com as crianças brancas, com maior renda, residentes das regiões mais desenvolvidas do país, e atendidas em serviços de saúde privados (Tabelas 4 e 5).

Tabela 4. Associação bruta e ajustada entre os padrões de consumo alimentar em crianças de seis a 11 meses e 29 dias e características sociodemográficas e de acesso a serviços de saúde. Pesquisa Nacional de Saúde (PNS), 2013 (n = 1.249).

Características	Padrão minimamente processado				Padrão ultraprocessado

	β bruto^c (IC95%)	p	β ajustado^d (IC95%)	p	β bruto (IC95%)	p	β ajustado (IC95%)	p
Sociodemográficas
Sexo
Masculino	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Feminino	-0,08 (-0,25 a 0,09)	0,361	-		-0,03 (-0,19 a 0,13)	0,718	-	-
Raça/cor
Branca	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Preta ou parda	-0,28 (-0,42 a -0,13)	< 0,001	-0,00 (-0,16 a 0,15)	0,971	0,12 (-0,05 a 0,29)	0,152	0,11 (-0,06 a 0,29)	0,190
Outras^a	-0,07 (-0,68 a 0,54)	0,821	-0,15 (-0,81 a 0,52)	0,666	-0,52 (-0,89 a -0,14)	0,007	-0,40 (-0,77 a -0,02)	0,039
Renda domiciliar per capita
1º quinto (menor renda)	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
2º quinto	0,51 (0,29 a 0,74)	0,000^e	0,31 (0,10 a 0,53)	< 0,001^e	0,06 (-0,15 a 0,28)	< 0,001^e	0,07 (-0,15 a 0,29)	0,060^e
3º quinto	0,76 (0,56 a 0,96)		0,44 (0,21 a 0,68)		-0,02 (-0,30 a 0,26)		0,01 (-0,30 a 0,32)
4º quinto	0,83 (0,63 a 1,03)		0,43 (0,18 a 0,68)		-0,17 (-0,37 a 0,03)		-0,13 (-0,38 a 0,11)
5º quinto (maior renda)	1,03 (0,83 a 1,23)		0,53 (0,27 a 0,78)		-0,49 (-0,66 a -0,33)		-0,31 (-0,59 a -0,03)
Área de residência
Rural	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Urbana	0,51 (0,29 a 0,74)	< 0,001	0,40 (0,21 a 0,60)	< 0,001	-0,11 (-0,34 a 0,11)	0,322	-	-
Região do país
Norte	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Nordeste	0,33 (0,12 a 0,55)	0,003	0,35 (0,14 a 0,55)	0,001	-0,26 (-0,46 a -0,05)	0,013	-0,25 (-0,43 a -0,06)	0,010
Sudeste	0,80 (0,58 a 1,03)	< 0,001	0,54 (0,31 a 0,78)	< 0,001	-0,08 (-0,34 a 0,18)	0,528	0,11 (-0,16 a 0,38)	0,421
Sul	0,81 (0,60 a 1,01)	< 0,001	0,54 (0,33 a 0,74)	< 0,001	0,02 (-0,25 a 0,29)	0,895	0,22 (-0,04 a 0,47)	0,096
Centro-Oeste	0,83 (0,61 a 1,05)	< 0,001	0,60 (0,38 a 0,81)	< 0,001	0,06 (-0,22 a 0,35)	0,671	0,20 (-0,07 a 0,78)	0,146
Utilização de serviços de saúde
Cobertura de plano de saúde
Sim	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Não	-0,54 (-0,69 a -0,39)	< 0,001	-0,11 (-0,28 a 0,06)	0,211	0,23 (0,07 a 0,40)	0,006	-0,02 (-0,22 a 0,18)	0,842
Puericultura
Não faz acompanhamento	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Unidade básica de saúde	0,45 (0,13 a 0,76)	0,005	0,15 (-0,16 a 0,46)	0,345	-0,17 (-0,47 a 0,12)	0,252	-0,17 (-0,47 a 0,13)	0,272
Serviço público especializado^b	0,29 (-0,12 a 0,71)	0,167	0,04 (-0,33 a 0,42)	0,820	-0,41 (-0,78 a -0,03)	0,032	-0,40 (-0,78 a -0,01)	0,043
Consultório particular/clínica privada	0,96 (0,65 a 1,30)	< 0,001	0,30 (-0,04 a 0,65)	0,086	-0,65 (-0,94 a -0,36)	< 0,001	-0,57 (-0,93 a -0,21)	0,002
Outros	0,09 (-0,39 a 0,57)	0,710	-0,04 (-0,44 a 0,37)	0,864	-0,33 (-0,80 a 0,14)	0,167	-0,32 (-0,77 a 0,13)	0,159

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^a Amarela ou indígena.

^b Centro de especialidades, policlínica pública ou posto de assistência médica; hospital público/ambulatório.

^c Coeficiente de regressão bruto.

^d Coeficiente de regressão ajustado para variáveis sociodemográficas e de utilização de serviços de saúde com p < 0,20 na análise bivariada.

^e Teste de tendência linear.

Nota: valores significantes: p < 0,05.

Tabela 5. Associação bruta e ajustada entre os padrões de consumo alimentar em crianças de 12–23 meses e 29 dias e características sociodemográficas e de acesso a serviços de saúde. Pesquisa Nacional de Saúde (PNS), 2013 (n = 2.397).

Características	Padrão minimamente processado				Padrão ultraprocessado

	β bruto^c IC95%)	p	β ajustado^d (IC95%)	p	β bruto (IC95%)	p	β ajustado (IC95%)	p
Sociodemográficas
Sexo
Masculino	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Feminino	0,07 (-0,04 a 0,18)	0,231	-	-	0,06 (-0,06 a 0,19)	0,312	-	-
Raça/cor
Branca	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Preta ou parda	-0,37 (-0,48 a -0,26)	< 0,001	-0,13 (-0,24 a -0,01)	0,030	0,14 (0,03 a 0,26)	0,015	0,17 (0,05 a 0,29)	0,005
Outras^a	-0,30 (-0,78 a 0,17)	0,213	-0,09 (-0,52 a 0,33)	0,670	0,35 (-0,09 a 0,79)	0,120	0,26 (-0,14 a 0,66)	0,204
Renda domiciliar per capita
1º quinto (menor renda)	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
2º quinto	0,33 (0,18 a 0,48)	< 0,001^e	0,23 (0,07 a 0,39)	< 0,001^e	0,04 (-0,12 a 0,20)	0,012^e	-0,04 (-0,20 a 0,13)	0,068^e
3º quinto	0,60 (0,44 a 0,76)		0,38 (0,21 a 0,55)		0,05 (-0,14 a 0,24)		-0,01 (-0,20 a 0,18)
4º quinto	0,72 (0,56 a 0,89)		0,45 (0,27 a 0,63)		0,07 (-0,12 a 0,27)		0,03 (-0,19 a 0,25)
5º quinto (maior renda)	0,90 (0,74 a 1,06)		0,54 (0,34 a 0,74)		-0,37 (-0,57 a -0,18)		-0,38 (-0,64 a -0,13)
Área de residência
Rural	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Urbana	0,39 (0,25 a 0,53)	< 0,001	0,13 (-0,02 a 0,27)	0,082	0,03 (-0,10 a 0,16)	0,648	-	-
Região do país
Norte	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Nordeste	0,30 (0,11 a 0,49)	0,002	0,30 (0,12 a 0,48)	0,001	-0,17 (-0,32 a -0,02)	0,022	-0,16 (-0,31 a -0,02)	0,027
Sudeste	0,70 (0,50 a 0,89)	< 0,001	0,43 (0,24 a 0,63)	< 0,001	0,08 (-0,09 a 0,26)	0,339	0,25 (0,07 a 0,43)	0,006
Sul	0,77 (0,58 a 0,96)	< 0,001	0,54 (0,35 a 0,73)	< 0,001	0,24 (0,05 a 0,44)	0,016	0,41 (0,20 a 0,62)	< 0,001
Centro-Oeste	0,72 (0,52 a 0,93)	< 0,001	0,53 (0,33 a 0,73)	< 0,001	0,12 (-0,08 a 0,32)	0,254	0,23 (0,03 a 0,43)	0,026
Utilização de serviços de saúde
Cobertura de plano de saúde
Sim	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Não	-0,47 (-0,58 a -0,36)	< 0,001	-0,06 (-0,20 a 0,08)	0,395	0,14 (-0,00 a 0,29)	0,053	0,03 (-0,15 a 0,21)	0,734
Puericultura
Não faz acompanhamento	Ref.		Ref.		Ref.		Ref.
Unidade básica de saúde	0,27 (0,06 a 0,48)	0,011	0,16 (-0,03 a 0,35)	0,093	-0,03 (-0,23 a 0,16)	0,738	-0,05 (-0,25 a 0,15)	0,614
Serviço público especializado^b	0,29 (0,00 a 0,58)	0,047	0,16 (-0,12 a 0,43)	0,261	0,00 (-0,26 a 0,26)	0,985	-0,01 (-0,27 a 0,24)	0,922
Consultório particular/clínica privada	0,76 (0,55 a 0,97)	< 0,001	0,27 (0,05 a 0,49)	0,015	-0,23 (-0,44 a -0,01)	0,043	-0,19 (-0,42 a 0,05)	0,119
Outros	0,31 (-0,03 a 0,64)	0,071	0,21 (0,10 a 0,52)	0,176	0,22 (-0,17 a 0,62)	0,294	0,25 (-0,10 a 0,61)	0,157

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^a Amarela ou indígena.

^b Centro de especialidades, policlínica pública ou posto de assistência médica; hospital público/ambulatório.

^c Coeficiente de regressão bruto.

^d Coeficiente de regressão ajustado para variáveis sociodemográficas e de utilização de serviços de saúde com p < 0,20 na análise bivariada.

^e Teste de tendência linear.

Nota: valores significantes: p < 0,05.

Quanto ao padrão ultraprocessado, entre as crianças de seis a 11 meses, a maior adesão foi diretamente associada às crianças com planos de saúde e inversamente associada às crianças declaradas amarela ou indígena, com menor renda, residentes na região Nordeste e atendidas em serviços de saúde privados. A partir de um ano, a maior aderência ao padrão ultraprocessado foi diretamente associada às crianças de cor preta ou pardas e residentes da região Sul, e inversamente associada às mais ricas, residentes no Nordeste e atendidas em serviços de saúde particulares. Após os ajustes, entre as crianças de seis a 11 meses, as associações se mantiveram significativas, exceto para menor renda e plano de saúde. A partir de um ano, a associação perdeu significância para menor renda e os serviços de saúde privados, mas foram identificadas outras associações com a região Sudeste e Centro-Oeste (Tabelas 4 e 5).

DISCUSSÃO

Dados representativos de crianças brasileiras menores de dois anos possibilitaram identificar dois padrões de consumo alimentar, classificados como padrão minimamente processado e padrão ultraprocessado. Nas crianças entre seis e 11 meses, a maior aderência ao padrão minimamente processado estava relacionada à maior renda familiar per capita, residir em área urbana e pertencer às regiões mais desenvolvidas do país (Sul, Sudeste e Centro-Oeste). A partir dos 12 meses, a maior adesão foi mantida entre as crianças com maior renda familiar per capita e que pertenciam às regiões mais desenvolvidas, também observada entre aquelas que eram brancas e realizavam consultas de puericultura em serviços privados. Quanto ao padrão ultraprocessado, na faixa etária de seis a 11 meses, a maior adesão estava inversamente associada às crianças declaradas amarela ou indígena, residentes na região Nordeste e atendidas em serviços de saúde privados. Com 12 meses ou mais, a maior aderência foi diretamente associada às crianças de cor preta ou parda e residência nas regiões mais desenvolvidas, e inversamente associada àquelas residentes da região Nordeste.

O padrão minimamente processado, identificado neste estudo, explicou a maior proporção da variância total e foi o que melhor representou o consumo alimentar da população brasileira infantil menor de dois anos. Nesse padrão, foram identificados os alimentos ou derivados relacionados ao leite não materno, frutas e hortaliças em geral, e carnes ou ovos. Nossos achados acrescentam informações ao que foi, até então, observado em alguns estudos regionais realizados no Brasil e de população em outros países, com diferentes faixas etárias da população infantil. Esses estudos também identificaram um tipo de padrão alimentar, composto, em sua maioria, por grupos de alimentos recomendados^16,22. Um exemplo, foi o “padrão saudável” encontrado em crianças de 13 a 35 meses de idade em uma capital da região Nordeste, que continha itens como, hortaliças, tubérculos, carnes e vísceras, arroz e macarrão, frutas e sucos de fruta¹⁶. Outro padrão alimentar semelhante, denominado “comida tradicional”, foi observado em estudo com escolares de dois a nove anos na região Sudeste do país, e consistia em seis grupos de alimentos consumidos: carne, grãos, feijão, leite e laticínios, legumes e frutas²². Além disso, pesquisas conduzidas com crianças australianas menores de dois anos²³e com crianças europeias entre dois e nove anos²⁴, também encontraram padrões formados por grupos de alimentos semelhantes ao padrão minimamente processado.

É possível observar que a população infantil do Brasil tende a apresentar um padrão alimentar saudável, alinhado às recomendações do Guia Alimentar para Crianças Brasileiras Menores de Dois Anos¹. Este mesmo Guia recomenda que, a partir dos seis meses, além do leite materno, a introdução de uma alimentação complementar adequada e saudável deverá ser baseada em alimentos in natura ou minimamente processados, obtidos diretamente de plantas e animais, tais como as frutas, legumes, verduras, ovos, carnes, tubérculos, grãos e cereais¹. O incentivo e a adoção de práticas alimentares saudáveis e a prevenção de doenças crônicas em fases posteriores da vida devem iniciar já nos primeiros dois anos de idade, uma vez que as práticas alimentares adquiridas na infância tendem a se manter na vida adulta²⁵.

Quanto ao consumo do leite não materno ou de seus derivados, identificado no padrão alimentar minimamente processado, é importante mencionar que a oferta do leite não materno às crianças menores de um ano não é uma prática recomendada quando a criança estiver sendo amamentada¹. Em situações especiais, a oferta do leite não materno deverá ser orientada por um profissional de saúde capacitado¹. No entanto, como não foi possível avaliar se o consumo desse grupo de alimentos seguiu as recomendações do Ministério da Saúde¹, a intepretação do padrão alimentar minimamente processado deverá ser realizada com cautela.

O segundo padrão identificado neste estudo foi denominado “padrão ultraprocessado”, caracterizado pelos seguintes grupos de alimentos: sucos artificiais, doces, balas ou outros alimentos com açúcar, e refrigerantes. De forma semelhante, o estudo com crianças de 13 a 35 meses, realizado em uma região urbana do Nordeste, encontrou um padrão alimentar que chamou de “não saudável”, caracterizado pelo consumo de sucos artificiais, refrigerantes, biscoitos ou bolos simples e lanches não saudáveis¹⁶. Estudo realizado com escolares da região Sudeste identificou um padrão denominado “alimentos ultraprocessados”, formado pelo consumo de fast food, suco artificial, salgadinhos, lanches açucarados, bolachas/biscoitos/bolos com recheio e legumes (carregados negativamente)²². Destaca-se que algumas diferenças observadas na composição dos padrões alimentares entre esses estudos podem decorrer dos diferentes instrumentos disponíveis para obtenção dos dados de consumo alimentar das crianças, da faixa de idade avaliada e da região onde foram realizados os estudos, o que ainda aumenta a relevância da realização deste trabalho em uma amostra nacionalmente representativa de crianças menores de dois anos.

Dadas as altas prevalências observadas no consumo isolado de alimentos ultraprocessados neste estudo, ressalta-se a importância que esses achados podem representar na saúde de crianças menores de dois anos. Nossos resultados apontam que mais de três quartos dessas crianças tinham consumido biscoitos, bolachas ou bolo, dados superiores ao encontrado em estudo anterior¹⁴. Também, mais da metade das crianças avaliadas aqui consumiu bebidas açucaradas, o que está de acordo com os resultados verificados em estudo realizado na Região Sudeste do país²⁶. Além disso, observamos que cerca de 40% da população infantil brasileira menor de dois anos consumiu doces, balas ou outros alimentos com açúcar, sendo que o consumo desses tipos de alimentos vem sendo verificado em crianças antes dos quatro meses de idade¹⁴. O consumo de alimentos ultraprocessados está associado a desfechos desfavoráveis à saúde infantil, como obesidade e dislipidemias^7,8,24.

Conforme descrito no Guia Alimentar para Crianças Brasileiras Menores de Dois Anos¹, o padrão alimentar ultraprocessado que identificamos não é o recomendado para as crianças menores de dois anos. Embora os danos associados ao consumo de alimentos ultraprocessados estejam relatados na literatura^7,24,27, no Brasil e no resto do mundo, os achados indicam um aumento no consumo desse grupo de alimentos, especialmente entre crianças, em diferentes regiões geográficas e cenários socioeconômicos^26,28. O consumo de alimentos ultraprocessados está associado à má qualidade da dieta infantil, sobretudo com dietas ricas em açúcar²⁹, sódio^29,30e gordura saturada³⁰, e com dietas pobres em vitaminas^26,30, fibras, proteínas e potássio⁵.

Além disso, evidências encontradas em estudos longitudinais, com verificação no Brasil e em outros países, apontam que o consumo de alimentos ultraprocessados entre pré-escolares^7,8,24, e adolescentes²⁷ está associado ao aumento da adiposidade central^7,27, à alteração do perfil lipídico⁸ e aos níveis aumentados de proteína C reativa, biomarcador comumente associado à adiposidade e fatores de risco cardiovasculares²⁴. Também, a introdução precoce dos alimentos ultraprocessados pode ainda prejudicar o aleitamento materno exclusivo, pois a oferta desse tipo de alimento começa antes do quarto mês de vida da criança¹⁴. Os resultados reforçam a necessidade de ações mais eficazes no acompanhamento do crescimento e desenvolvimento das crianças brasileiras, especialmente no que se refere a orientações direcionadas a introdução alimentar complementar realizadas em serviços de assistência à saúde, públicos ou privados.

Em relação às análises realizadas para as duas faixas etárias (seis a 12 meses e 12 a 24 meses) não se observou diferenças na composição dos padrões alimentares, mas evidenciou-se que a população infantil brasileira teve acesso ao consumo de alimentos ultraprocessados já a partir de um ano de idade. Resultado semelhante ao que foi encontrado em um estudo multicêntrico realizado com crianças residentes na Região Sul do Brasil¹⁴, onde se verificou que o consumo de alimentos não recomendados se inicia antes mesmo do primeiro ano de vida.

Quanto à aderência entre o padrão minimamente processado de crianças menores de dois anos e a maior renda domiciliar observada neste trabalho, observou-se similaridade aos resultados encontrados em um estudo realizado numa capital brasileira da região Nordeste¹⁷. No entanto, a adesão das crianças brancas, que residiam em área urbana e que pertenciam às regiões mais desenvolvidas do país não foi identificada ou avaliada em outros estudos que utilizaram métodos comparáveis.

O padrão ultraprocessado identificado neste estudo teve a maior aderência das crianças maiores de um ano não brancas, estando semelhante aos resultados de um estudo com crianças norte americanas nessa faixa etária³¹. Quanto à associação inversa entre o padrão ultraprocessado e as crianças residentes da região Nordeste, evidências comparáveis foram observadas em análise anterior que avaliou a prevalência de consumo de bebidas açucaradas em menores de dois anos, utilizando também dados da PNS 2013³². No entanto, o padrão alimentar ultraprocessado, além de estar inversamente associado às crianças residentes da região Nordeste, como observado no estudo anterior³², também foi diretamente relacionado às crianças residentes em regiões mais desenvolvidas, sinalizando que diferenças regionais na composição dos padrões alimentares podem existir. Diferente de achado anterior¹⁴, a associação entre o padrão ultraprocessado e a renda per capita familiar não foi observada neste trabalho.

De modo geral, sabe-se que alguns fatores, como saúde, nutrição e socioeconômicos, têm dificultado que crianças de países pobres alcancem um desenvolvimento esperado³³. Particularmente, tem-se observado que o nível de escolaridade materno e a renda podem interferir no processo de melhoria da qualidade alimentar, sendo que o nível de escolaridade materna pode influenciar tanto na adesão às práticas alimentares recomendadas quanto àquelas não recomendas para as crianças³³.

Até o momento, não encontramos nenhuma publicação que tenha avaliado padrões alimentares de crianças e a utilização de serviços de saúde em uma amostra com representatividade nacional. Nossos resultados apontam que as maiores adesões aos padrões alimentares adequados e saudáveis foram associadas às crianças que realizavam consultas de puericultura em serviços privados. E isso está de acordo com o que foi observado em estudo regional brasileiro realizado no Nordeste¹⁷.

No geral, o acompanhamento do crescimento e do desenvolvimento da criança pelos serviços de saúde, como na puericultura, pode contribuir para desfechos positivos em diversos aspectos, desde a promoção e a recuperação da saúde infantil, até a prevenção de doenças na infância e na vida adulta¹⁷. E neste contexto, a promoção da orientação alimentar e nutricional inserida nos serviços de puericultura traduz-se em uma ação essencial, principalmente considerando que os danos à saúde e que são associados à adesão aos padrões alimentares inadequados na infância já foram demostrados^7,8.

Estudos anteriores apontam que a integralidade da atenção à criança é um processo em construção na atenção primária à saúde brasileira, especialmente nos serviços oferecidos pela Estratégia Saúde da Família³⁴. Além disso, ainda são necessárias mudanças significativas na estrutura do serviço e no perfil dos profissionais para a efetividade da Estratégia Saúde da Família como um modelo de atenção^34,35.

Entre as limitações deste estudo, algumas estão relacionadas ao adulto tomado como referência familiar para responder ao questionário sobre o consumo alimentar. O adulto foi selecionado aleatoriamente, e, para alguns domicílios, esse adulto pode não ser o responsável direto pela criança. Ainda, a utilização de apenas um questionário sobre o consumo alimentar das últimas 24 horas pode não representar o consumo habitual da criança. No entanto, como se trata da utilização de uma grande amostra com dados da PNS, o efeito da variabilidade do consumo alimentar pode ter sido minimizado. Outras limitações são tocantes ao uso da análise fatorial, incluindo as seguintes opções arbitrárias: número de componentes a serem extraído, método de rotação e nomeação dos componentes³⁶. Os padrões observados, porém, apresentam coerência aos principais comportamentos para doenças crônicas não transmissíveis identificadas no país e em outras regiões do mundo.

Apesar das limitações, este estudo possui importantes pontos fortes. Nossos achados reforçam a literatura científica atual, pois permitiram identificar dois padrões de comportamento alimentar de crianças brasileiras com recomendações opostas verificadas no Guia Alimentar para Crianças Brasileiras Menores de Dois Anos¹ e que esses padrões podem sofrer influência de fatores demográficos e econômicos, aos quais as crianças estão expostas. Nenhum estudo de base populacional nacional com amostragem complexa probabilística e rigor metodológico foi publicado avaliando desfechos com métodos semelhantes, tornando nossos resultados extrapoláveis para toda população infantil menor de dois anos do país.

Considerando os achados deste estudo, a prevalência de consumo de alguns alimentos ultraprocessados foi alta para a população infantil brasileira menor de dois anos. Nessa população, foram observados dois padrões alimentares de diferentes composições que podem estar distribuídos segundo diferentes características sociodemográficos e de utilização de alguns serviços de saúde. Além disso, esses dois padrões parecem traduzir recomendações opostas às do Guia Alimentar para Crianças Brasileiras Menores de Dois Anos¹, um como base da alimentação e o outro com alimentos que deveriam ser evitados. Isso pode orientar a implementação de ações de promoção de saúde, incluindo aquelas já utilizadas na infância, a fim de que alcancem resultados com maior equidade.

Footnotes

Financiamento: Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (Capes - bolsa de doutorado para RBNC).

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PERMALINK

Characteristics associated with dietary patterns in Brazilian children under two years of age

Rumão Batista Nunes de Carvalho

Maria Laura da Costa Louzada

Fernanda Rauber

Renata Bertazzi Levy

Roles

ABSTRACT

OBJECTIVE

METHODS

RESULTS

CONCLUSION

INTRODUCTION

METHODS

Design, Study Population, and Data Collection

Study Variables

Food Intake

Sociodemographic Characteristics

Health Service Use Characteristics

Data Analysis

RESULTS

Table 1. Characteristics of children aged six months to less than two years of age. National Survey on Health, 2013, (n = 3,646).

Table 2. Percentage of consumption in the 24 hours prior to data collection in our sample with children aged six months to less than two years of age. National Survey on Health, 2013, (n = 3,646).

Table 3. Factorial loads rotated for the two components in our principal component analysis stratified by age. National Health Survey (PNS), 2013.

Table 4. Crude and adjusted association between food consumption patterns in children aged six to 11 months and 29 days, sociodemographic characteristics, and access to health services. National Survey on Health, 2013, (n = 1,249).

Table 5. Crude and adjusted association between food consumption patterns in children aged 12–23 months and 29 days and sociodemographic characteristics and health services accessibility. National Survey on Health, 2013, (n = 2,397).

DISCUSSION

Footnotes

REFERENCES

Características associadas a padrões alimentares em crianças brasileiras menores de dois anos

Rumão Batista Nunes de Carvalho

Maria Laura da Costa Louzada

Fernanda Rauber

Renata Bertazzi Levy

Roles

RESUMO

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSÃO

INTRODUÇÃO

MÉTODOS

Delineamento, População de Estudo e Coleta de Dados

Variáveis de Estudo

Consumo Alimentar

Características Sociodemográficas

Características de Utilização de Serviços de Saúde

Análise dos Dados

RESULTADOS

Tabela 1. Descrição das características da amostra de crianças de seis meses a menores de dois anos de idade. Pesquisa Nacional de saúde (PNS), 2013 (n = 3.646).

Tabela 2. Percentual de consumo nas 24 horas anteriores à entrevista de alimentos na amostra de crianças de seis meses a menores de dois anos de idade. Pesquisa Nacional de Saúde (PNS), 2013 (n = 3.646).

Tabela 3. Cargas fatoriais rotacionadas para os dois componentes da análise fatorial por componentes principais, estratificados por idade. Pesquisa Nacional de Saúde (PNS), 2013.

Tabela 4. Associação bruta e ajustada entre os padrões de consumo alimentar em crianças de seis a 11 meses e 29 dias e características sociodemográficas e de acesso a serviços de saúde. Pesquisa Nacional de Saúde (PNS), 2013 (n = 1.249).

Tabela 5. Associação bruta e ajustada entre os padrões de consumo alimentar em crianças de 12–23 meses e 29 dias e características sociodemográficas e de acesso a serviços de saúde. Pesquisa Nacional de Saúde (PNS), 2013 (n = 2.397).

DISCUSSÃO

Footnotes

ACTIONS

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