[Dietary patterns of children and socioeconomical, behavioral and maternal determinants].

OBJECTIVE: To identify dietary patterns of children and to verify their association with socio-economical, behavioral and maternal determinants.
METHODS: A cross-sectional study with a random sample of 328 children aged 8 and 9 years. Dietary intake was assessed by food records in three nonconsecutive days and measured in grams of food groups and nutrients. Factor analysis and subsequent orthogonal rotation (varimax) were used to determine dietary patterns. Ordinal logistic regression was used to assess associations between dietary patterns and the studied determinants.
RESULTS: Five dietary patterns were observed: "Traditional", "Sweetened beverages and snacks", "Monotonous", "Healthy" and "Ovo-lacto". A higher maternal level of education was directly associated with "Sweetened beverages and snacks" and "Ovo-lacto" standards. Low income children who were submitted to greater food restriction by parents/guardians followed the more "Traditional" standard, represented by the consumption of rice, beans, vegetables, cooked roots and tubers, and red meat. The "Monotonous" pattern, represented by a high consumption of milk and chocolate milk, was most followed by children from the middle class. Children living in rural areas consumed more foods from the "Ovo-lacto" pattern, when compared to those from the urban area.
CONCLUSIONS: Dietary patterns of children were associated with family socioeconomic status, maternal level of education, practice of food restriction by parents/guardians and location of residence in urban or rural area. Better socioeconomic conditions contributed to a more nutritionally inadequate dietary pattern.

Introduction

Childhood is a crucial period for the implementation of healthy eating and lifestyle habits, which are predictive for adult life.1 “Pesquisa de Orçamentos Familiares” (The Household Budget Survey) indicated that the food consumption of the Brazilian population combines a traditional diet based on rice and beans with foods with few nutrients and many calories.2

Traditionally, studies that assess the population's food intake are based on analysis of macro and micronutrients. Currently, the assessment of overall food consumption has been appreciated, as it better reflects the actual diet status.3 The study of dietary patterns allows associations between food combinations and certain health conditions to be made, often not detected in isolated analyses of food or nutrients.4 Another advantage of analyzing dietary patterns is due to its capacity to reduce the number of variables generated in the food intake analysis to a small number of factors, with highly inter-correlated items and a significant representation of the total diet.5,6

The study of health status in children should not be performed without understanding the family and social context in which the child is inserted. Parents influence the formation of the child's food habits through the food available in the household.1,7 In addition, parents tend to have their eating behaviors reproduced by the child, and they are important in establishing rules and standards related to food practices and lifestyle.8

Socioeconomic factors are important determinants of individual food consumption. In developing countries, the increase in obesity has been found mainly in the higher socioeconomic classes.7,9 Factors such as women working outside the home, easier preparation of food and behavior variables also contribute to the quality of the children's diet.10 Therefore, this study aimed to identify the dietary patterns of children and verify their association with socioeconomic, behavioral and maternal factors.

Method

This is a cross-sectional study, carried out between 2012 and 2013, with children from Viçosa, state of Minas Gerais, Brazil. Sample size calculation was based on the total number of children aged 8 and 9 years, enrolled in the 3rd and 4th years of all public and private schools located in urban and rural areas of Viçosa (n=1297), considering a prevalence of 50% of metabolic syndrome, the outcome investigated in the bigger study in which this work is inserted. There is no consensus regarding the diagnostic criteria of metabolic syndrome in children, and by using the prevalence of 50% for sample calculation, the maximum sample number is guaranteed. A permissible error of 5% was also considered for the calculation, a 95% confidence interval and a sample loss of 20%, plus 10% for multivariate analysis, which resulted in the calculated sample of 385 children. Epi-Info 7.0 software was used for sample size calculation. Children's participation in the study occurred by drawing lots, with proportionality preservation by type of educational institution (public/private) and location of residence (urban/rural). The exclusion criteria were the presence of cardiovascular disease and/or type 1 diabetes, reported by parents/guardians and/or use of hypotensive or lipid-lowering drugs. Children were excluded if they had absent or incomplete data that were essential to the analyses.

The family socioeconomic status was categorized according to the “Critério de Classificação Econômica Brasil” (Brazil Economic Classification Criteria), as classes A, B1, B2, C1, C2 and D.11 Maternal education was categorized as: 0-4, 5-8, 9-11 and 12 or more years of schooling. Binary variables of home location (urban/rural zone) and maternal work outside the home (yes/no) were used. The mother's time spent with the child was analyzed as a continuous variable (hours/day).

The degree of food restriction was evaluated by the attitude of the parent/guardian when offering the child each of the following 15 food items: chocolate cake, sandwich cookies, snacks, hamburger, fries, pizza, artificial juices, soft drinks, milk and dairy products, butter, popcorn, ice-cream, chocolate, sweet pies and chewing gum. The collection of this variable was performed using a structured questionnaire by the study authors. Parents/guardians were asked if they “always,” “sometimes,” or “never” offered these foods to their children. The degree of food restriction by parents/guardians was evaluated by the percentage of answers “never.”

Children's dietary intake was assessed by food patterns determined from 3-day food records. The children were asked to fill in the records, with the help of parents/guardians and to give accurate and complete information about food and consumed quantities, covering three non-consecutive days, with one day being on the weekend.12 All records were reviewed by researchers together with the children and parents/guardians, with the help of a photo album13 and of household items commonly used to determine food servings, in order to reduce recording biases. The mean daily intake of total calories and grams of carbohydrates, proteins, lipids, monounsaturated fatty, polyunsaturated and saturated acids, fiber and sodium, related to the three days of recording, was determined with the aid of the DietPro software, release 5i.

All food items mentioned in 3 days of recording were listed, in grams, in a specific worksheet. Then the foods were grouped based on similarity of their nutritional profiles or their culinary use. Mixed preparations, such as lasagna, pizza and sandwiches were divided into their ingredients according to recipes standardized by the study authors, and their components were directed to the appropriate groups.12 The mean individual daily consumption of food groups was calculated.

Subsequently, the identification of the dietary patterns was performed using principal component analysis (PCA). Before the PCA, the Kaiser-Mayer-Olkin coefficient (KMO=0.56) was estimated, as well as the Bartlett sphericity test (p<0.001), which indicate that the data, according to the quality of their correlations, could be used in the PCA.14 The number of factors to be retained was based on the criterion of eigenvalues >1.0 and, on the variance chart, by the number of components (scree plot).15 Subsequently, the factors were submitted to varimax orthogonal rotation for the demonstration of simpler structures, with greater interpretability and statistical independence.

Factor loadings represent the correlation coefficients between the different food groups in each dietary pattern, and food groups with positive charges directly contribute to a dietary pattern, whereas groups with negative charges are inversely associated with a dietary pattern.16 Food groups with factor loadings >0.3 were considered as important contributors to the dietary pattern. Each dietary pattern was named according to the characteristics of the food groups that had higher factor loading. At the end, a score was calculated for each participant in each pattern, by adding the individual consumption of each food group weighed by its factor loading.15 Then, the individual scores were standardized (z score). Higher z scores represent greater adherence of the child to certain dietary patterns.

Descriptive statistics were used to characterize the sample according to food consumption and socioeconomic, behavioral and maternal characteristics. Data asymmetry was verified by the Shapiro-Wilk test. Differences between groups were verified using the Mann-Whitney test.

Consumption scores of each child for each pattern were categorized into tertiles for associative analysis. The bivariate ordinal logistic regression was used to assess the association between each pattern and each socioeconomic, behavioral and maternal variable assessed. These models allowed the calculation of the Odds Ratio (OR), i.e., the probability of the occurrence of an event. Predictor variables that showed to have influence with a significance level <0.2 in the bivariate models were used to compose the final multiple model, which considered statistically significant those with α <0.05.17

This study was carried out after approval by the Institutional Review Board of Universidade Federal de Viçosa, Process N. 045/2012. Participation in the study occurred after the informed consent form was signed by the children and their parents/guardians.

Results

A total of 365 children were evaluated; however, there was a sample loss of 37 due to the presence of incomplete data that were essential to the analysis. The final sample consisted of 328 children, of which 193 were females and 135 were males. Seventeen food groups were formed based on the consumed food. Due to the low number of individuals who consumed fish (n=39), whole pasta and grains (n=32), low fat and skim milk (n=5) and nuts (n=2), those foods were redistributed into food groups with similar nutritional content. The items coffee, teas, oils and added fat were excluded, as they could be significant in many different patterns.18

Sample characterization is shown in Table 1. A low consumption of fruits and vegetables was observed among the children. The mean consumption of these foods was less than 2.5 servings a day for both genders, based on a 65 g serving.19 Artificial juices and soft drinks were consumed by the majority of children (76.5%). Only carbohydrate intake differed between genders, with higher intake among boys (p=0.007) (data not shown).

Table 1

Dietary intake characteristics in the sample of children aged 8 and 9 years enrolled in public and private schools of Viçosa, Minas Gerais, 2012 and 2013.

Foods	Mean (SD)	Median (Q1; Q3)	Minimum	Maximum
Nutrients
Calories	1619.8 (437.0)	1579.9 (1346; 1862.2)	723.4	3615.9
Carbohydrates (g)	223.9 (69.1)	215.1 (181.3; 255.0)	90.1	577.8
Proteins (g)	55.8 (16.7)	54.1 (44.6; 65.4)	21.0	135.6
Lipids (g)	55.8 (18.2)	53.9 (44.0; 65.4)	18.3	170.3
Monounsaturated (g)	15.0 (6.0)	14.3 (11.5; 17.6)	4.1	48.5
Polyunsaturated (g)	9.7 (4.2)	8.9 (7.0; 11.7)	2.0	30.2
Saturated (g)	16.5 (6.1)	15.7 (12.6; 19.9)	3.1	44.4
Food groups (g)
Refined pasta and grains	141.5 (70.4)	130.8 (91.9; 172.4)	26.7	507.3
French fries, potato chips and fried/greasy pastries	35.8 (39.5)	23.5 (0; 55.5)	0	207.0
Sweetened dairy beverages	43.0 (57.1)	25.0 (0; 66.7)	0	325.0
Milk	169.9 (142.8)	150 (56.7; 239.2)	0	841.7
Cheese	10.9 (20.2)	6.0 (0; 17.6)	0	101.5
Processed and cold meats	22.3 (28.0)	14.7 (0.1; 124.0)	0	200.0
Sugar and chocolate-flavored beverages	18.7 (15.0)	15.0 (8.0; 25.0)	0	96.0
Cooked roots and tubers	26.9 (51.0)	3.5 (0; 196.0)	0	526.4
Rice	140.2 (90.4)	118.3 (82.0; 510.6)	0	711.5
Legumes	131.9 (103.2)	110.0 (57.8; 170.4)	0	877.5
Artificial juices and soft drinks	170.9 (178.1)	133.3 (33.3; 250.0)	0	1242.2
Green vegetables	64.4 (67.5)	46.4 (21.2; 85.5)	0	516.7
Chicken and fish	32.0 (40.0)	21.6 (0; 43.3)	0	312.8
Beef and pork	46.1 (47.1)	35.5 (13.6; 64.3)	0	346.2
Eggs	10.2 (14.1)	0 (0; 16.7)	0	83.3
Fruit	90.6 (109.8)	55.7 (2.1; 137.7)	0	767.7
Candy	30.1 (43.9)	10.3 (0; 179.8)	0	313.3

Q1, quartile 1; Q3, quartile 3; SD, standard deviation.

Five dietary patterns were extracted, which together explained 44.0% of the original data variance. The first pattern, entitled “Traditional,” explained 11.7% of the variance and was mainly represented by rice, beans, vegetables, cooked roots and tubers and red meat. The second pattern, called “Sweetened drinks and snacks,” incorporated 8.7% of the variance and was characterized by higher intake of artificial juices, soft drinks, fried or greasy snacks and sweets. The third pattern, called “Monotonous,” accounted for 8.6% of the data variance, and was characterized only by the consumption of whole milk and chocolate powder, foods consumed at a high frequency in the sample. The fourth pattern, called “Healthy,” explained 7.6% of the variance and was represented by the consumption of poultry, fish, vegetables, roots and tubers, and was inversely associated with the consumption of red meat. The last component, called “Egg-dairy,” accounted for 7.4% of the total variance, was characterized by the consumption of eggs, cheese and sweetened dairy beverages and was inversely associated with red meat (Table 2).

Table 2

Dietary patterns and specific factor loads of food groups consumed by children, Viçosa, Minas Gerais, 2012 and 2013.

	Dietary patterns
Foods	Traditional	Sweetened beverages and snacks	Monotonous	Healthy	Egg-dairy
Refined breads, cakes, biscuits and cereals	−0.034	0.063	−0.013	−0.062	0.135
French fries, potato chips and, fried/greasy pastries	−0.143	0.473	−0.074	0.258	−0.105
Sweetened dairy beverages	−0.114	0.232	−0.026	0.113	0.611
Milk	−0.105	0.030	0.833	−0.037	−0.046
Cheese	−0.009	0.425	0.060	−0.217	0.344
Processed and cold meats	0.112	0.120	−0.001	0.048	0.066
Sugar and chocolate-flavored beverages	−0.012	0.021	0.840	−0.004	0.028
Cooked roots and tubers	0.369	0.220	0.132	0.334	−0.149
Rice	0.797	−0.036	−0.109	−0.152	−0.012
Legumes	0.803	−0.136	−0.040	−0.062	−0.006
Artificial juices and soft drinks	−0.079	0.771	0.085	0.010	−0.002
Green vegetables	0.588	−0.024	−0.001	0.382	0.109
Chicken and fish	−0.035	0.056	−0.055	0.802	0.007
Red meat	0.384	0.291	−0.047	−0.464	−0.374
Eggs	0.122	−0.101	−0.004	−0.054	0.706
Fruit	0.030	0.037	0.062	0.090	0.177
Candy	0.014	0.489	−0.020	−0.013	0.180
% of explained variance	11.7	8.7	8.6	7.6	7.4
Total of explained variance	44.0%

Factor loads >0,3(in bolds) represent significant contributions of food groups for the components.

There was a high intake of artificial juices and soft drinks among the children, and these were the foods that contributed the most to the “Sweetened drinks and snacks” pattern, being consumed by 76.5% of the children at a mean daily amount of 220mL (minimum: 27.5mL; maximum: 1242.2mL). The consumption of these foods was associated with the consumption of fries, eaten by 39% of children; fried snacks, consumed by 56% of the sample; chips, eaten by 18% of children, and instant noodles, which was part of the daily consumption of approximately 10% of children. Children who consumed the highest amount of the abovementioned foods also reported eating more fatty cheeses and sweets.

The distribution of children according to socioeconomic, behavioral and maternal variables is shown in Table 3. Regarding the socioeconomic status, most families belonged to socioeconomic class C, followed by B, D and A. As for maternal education, a low proportion of mothers had college/university education, and most had only 0-4 years of schooling. Children of mothers with 12 or more years of schooling had more food restrictions, when compared to children of mothers with lower educational level (p=0.05). A higher number of mothers with higher education worked outside the home, when compared to those with lower levels of education (p=0.001).

Table 3

Distribution of children according to the socioeconomic, behavioral and maternal variables, Viçosa, Minas Gerais, 2012 and 2013.

Variables	Distribution
Socioeconomic level
A	17 (5.2)
B1	43 (13.1)
B2	46 (14.0)
C1	82 (25.0)
C2	85 (25.9)
D	55 (16.8)
Maternal years of schooling
0–4	109 (33.2)
5–8	73 (22.3)
9–11	98 (29.9)
12+	48 (14.6)
Home location
Urban	292 (89.0)
Rural	36 (11.0)
Maternal employment
Yes	212 (65.0)
No	114 (35.0)
Mother-child length of time together (hours/day)	15 (12; 18)
Food restriction
% mean of “never” answers	56.3 (31.3; 75.0)

Socioeconomic level, maternal years of schooling, home location and maternal employment shown in number of individuals (%). Mother–child length of time together (hours/day) and food restriction shown as median (quartile 1; quartile 3).

Table 4 shows the final multivariate ordinal logistic regression models between each dietary pattern (dependent variables) and socioeconomic, behavioral and maternal variables (predictor variables) that showed significance in the bivariate models. A higher socioeconomic level and greater food restrictions by parents/guardians were associated with higher adherence of the child to the “Traditional” pattern. Mothers with 9 or more years of schooling had children who consumed more “Sweetened drinks and snacks,” and when maternal education reached 12 or more years of study, the chances of having a diet rich in those items increased by 4 times, when compared to those with lower educational level. Children from intermediate economic level families were more strongly associated with the “Monotonous” pattern, compared to those of extreme socioeconomic classes. The “Egg-dairy” pattern was more consumed by children living in rural areas and children of mothers with higher levels of education.

Table 4

Final models of multivariate ordinal logistic regression between tertiles of dietary patterns and socioeconomic, behavioral and maternal variables.

	OR	95%CI	p-value
“Traditional” pattern
Socioeconomic class
D	1
C2	0.54	0.28–1.03	0.063
C1	0.94	0.49–1.79	0.850
B2	0.38	0.18–0.78	0.010a
B1	0.25	0.12–0.56	0.001b
A	0.24	0.08–0.68	0.008b
Food restrictionc	1.01	1.00–1.02	0.020a
“Sweetened beverages and snacks” pattern
Maternal level of schooling (years of study)
0–4	1
5–8	1.73	0.99–3.04	0.053
9–11	2.90	1.74–4.84	0.000b
12+	4.00	2.09–7.64	0.000b
“Monotonous” pattern
Socioeconomic class
D	1
C2	1.19	0.63–2.24	0.588
C1	1.96	1.04–3.72	0.039a
B2	2.44	1.19–5.04	0.015a
B1	1.60	0.77–3.13	0.205
A	1.15	0.42–3.20	0.780
“Egg-dairy” pattern
Maternal level of schooling (years of study)
0–4	1
5–8	1.87	1.07–3.26	0.028a
9–11	1.43	0.86–2.38	0.165
12+	2.60	1.37–4.90	0.003b
Residing in the urban zone	0.43	0.23–0.82	0.011a

OR, odds ratio; 95% CI, confidence interval.

p<0.05.

p<0.01.

Percentage of high-calorie and low-nutrient content foods, which are restricted by the parents/guardians in the child's diet.

Discussion

This study shows an overview of food intake in children aged 8 and 9 years, demonstrating the way in which items consumed in their eating patterns are grouped. Five dietary patterns explained 44% of the original data varian “Traditional,” “Sweetened drinks and snacks,” “Monotonous,” “Healthy,” and “Egg-dairy.” There were differences regarding the child's adherence to the pattern according to their socioeconomic, behavioral and maternal characteristics. Children of higher socioeconomic classes and whose mothers had higher levels of formal education showed a dietary pattern that was more distant from that considered appropriate, with lower adherence to the “Traditional” pattern and greater adherence to “Sweetened drinks and snacks” pattern. Higher maternal educational level, as well as living in rural areas, resulted in a greater chance of adherence to the “Egg-dairy' pattern. Children from intermediate socioeconomic classes showed greater adherence to the “Monotonous” pattern, compared to those of extreme socioeconomic classes. Food restriction practices by parents/guardians were directly associated with greater adherence to the “Traditional” pattern.

Some similarities can be observed between the studies that determine and evaluate dietary patterns. Some dietary patterns are usually extracted from the data set: one characterized by the consumption of traditional/national foods, representing the staple food of the population, similar to the “Traditional” pattern of this study; one based on processed and highly processed foods, similar to the “Sweetened drinks and snacks” pattern of this study, and a pattern representing the consumption of foods associated with a healthy lifestyle, such as white meats, whole grains, products with low-fat content and vegetables, similar to the “Healthy” pattern of this study.8,20-22

In a study of obese Brazilian adolescents, three dietary patterns were defined: (1) “Traditional,” in which predominated the consumption of rice, pasta, beans, oils, red meats, sausages and sweets; (2) “In Transition,” represented by the high intake of milk and dairy products, bread, butter and margarine, white meats, eggs, vegetables and fruits, juices and sugar; and (3) “Fast Food,” consisting mainly of cafeteria products. Together, the three patterns explained 34.8% of the original data variance.22

Research carried out in Salvador, Bahia, in 2011, with 1260 children aged 4-11 years, identified four patterns that explained 45.9% of the data variance extracted from a food frequency questionnaire. Unlike the present study, pattern 1 (similar to the “Traditional”) was associated with higher socioeconomic level, and pattern 3 (similar to “Sweetened drinks and snacks”) was more associated with lower socioeconomic status.23

Similarly to this research, a study of 667 children aged 1-6 years from Pelotas, Brazil, and a study with adolescents in Cuiabá, also in Brazil, verified greater adherence to the “Traditional” pattern among children whose mothers had lower income.24,25 The higher food consumption of the “Traditional” pattern and the lower food consumption of the “Sweetened drinks and snacks” pattern by children of lower socioeconomic status in this study may be associated with the purchasing value of these foods. Foods from the “Sweetened drinks and snacks” pattern can be considered more expensive and “superfluous” when compared to the “Traditional” pattern.

In a population-based Spanish study with 3534 individuals aged 2-24 years, the food pattern entitled “Snacky,” similar to the “Sweetened drinks and snacks” pattern of this study, was characterized by increased consumption of bakery products, savory snacks, sweets and soft drinks.8 The “Snacky” pattern was more consumed by children of mothers with lower educational level,8 and the children living in rural areas consumed less fruit when compared to those from urban areas.8 In this study, differences in food consumption between rural and urban areas were found only regarding the consumption of the “Egg-dairy” pattern, more consumed by children from rural areas. This behavior can be explained by the greater availability of eggs in the countryside due to the self-sustaining production or family farming, as well as the fact that this food is a meat substitute with reduced price and the possible decreased access to more processed foods by rural children.

In accordance with the present study, Jones et al.19 also observed low consumption of fruits and vegetables when evaluating 7285 children, with a mean intake of 201g/day, higher than that found in this study (193.9g/day). In that study,19 girls consumed more fruits than boys, and children whose mothers had higher educational level ate more fruits and vegetables when compared to children of mothers with lower educational level. The low consumption of fruits was also observed in a population-based study of individuals aged 2-24 years.8

The inclusion of women in the labor market hinders the preparation of household meals, which results in a higher consumption of processed foods by the child.25 McIntosh et al.26 observed that mothers who considered working outside the home as a priority gave less importance to the preparation of family meals. In the present study, however, the time mothers spent with their children and maternal work outside the home were not associated with any dietary pattern in the multivariate regression models.

Food restriction practices by parents/guardians were associated with greater adherence by the child to the “Traditional” pattern. In a multi-ethnic study of children aged 4-6 years, it was observed that maternal restrictive practices were associated with lower energy density self-selected by the children.27 This practice can be considered positive, as long as its application has no negative connotations regarding the consumption of certain foods by the child, and does not stimulate compensatory food intake of high calorie foods.

It is noteworthy that the cross-sectional design was a limitation of the study, making it impossible to identify causal associations between dietary patterns and the analyzed determinants. The main finding of this study was the independent association between dietary patterns and the socioeconomic, behavioral and maternal variables.

Thus, the five dietary patterns extracted from this study demonstrated the dietary style of the children. The children's dietary patterns were associated with family socioeconomic status, maternal level of education, food restriction practices by parents/guardians and home location in urban or rural area. The analysis of dietary patterns allows using the existing inter-correlation among the foods to characterize the habitual food intake, and enables the performance of associative and inferential analyses, which are often not identified in the study of individual nutrients or foods.

Introdução

A infância é um período chave para o estabelecimento de hábitos alimentares e de estilo de vida saudáveis, que são preditivos para a vida adulta.1 A Pesquisa de Orçamentos Familiares indicou que o consumo alimentar da população brasileira combina a tradicional dieta à base de arroz e feijão com alimentos com poucos nutrientes e muitas calorias.2

Tradicionalmente, estudos que avaliam o consumo alimentar de populações se baseia na análise de macro e micronutrientes. Atualmente, a avaliação de forma global do consumo alimentar tem sido valorizada por refletir melhor as condições reais da alimentação.3 O estudo dos padrões alimentares permite fazer associações entre combinações de alimentos e determinadas condições de saúde, muitas vezes não detectadas em análises isoladas de alimentos ou nutrientes.4 Outra vantagem da análise dos padrões alimentares se deve à sua capacidade de reduzir o grande número de variáveis geradas nas análises de consumo alimentar a um pequeno número de fatores, com itens altamente intercorrelacionados e com representação significativa da dieta total.5,6

O estudo das condições de saúde na infância não deve ser feito sem perceber o contexto familiar e social no qual a criança está inserida. Os pais influenciam a formação do hábito alimentar da criança por meio dos alimentos disponíveis no ambiente doméstico.1,7 Além disso, os pais tendem a ter o comportamento alimentar reproduzido pela criança e são importantes no estabelecimento de regras e normas relacionadas às práticas alimentares e ao estilo de vida.8

Aspectos socioeconômicos são determinantes importantes do consumo alimentar dos indivíduos. Em países em desenvolvimento, o aumento da obesidade tem sido constatado principalmente nas classes socioeconômicas mais elevadas.7,9 Fatores como o trabalho da mulher fora do lar, maior praticidade para o preparo dos alimentos e variáveis comportamentais também contribuem para a qualidade do consumo alimentar das crianças.10 Dessa forma, este estudo teve como objetivo identificar os padrões alimentares de crianças e verificar sua associação com determinantes socioeconômicos, comportamentais e maternos.

Método

Trata-se de um estudo transversal, feito entre 2012 a 2013, com crianças do município de Viçosa, Minas Gerais, Brasil. O cálculo amostral foi baseado no número total de crianças de oito e nove anos, matriculadas nos 3° e 4° anos de todas as escolas públicas e privadas, localizadas nas zonas urbana e rural (n=1.297), considerando-se prevalência de 50% de síndrome metabólica, desfecho investigado no grande estudo no qual o presente trabalho está inserido. Não há um consenso quanto ao critério diagnóstico da síndrome metabólica em crianças e ao usar a prevalência de 50% para o cálculo amostral, o número máximo de amostra é garantido. Considerou-se também para o cálculo o erro tolerado de 5%, intervalo de confiança de 95% e perda amostral de 20%, acrescido de 10% para análise multivariada, o que resultou na amostra calculada de 385 crianças. Para o cálculo amostral foi usado o software Epi-Info 7.0. A participação da criança no estudo ocorreu mediante sorteio, com preservação da proporcionalidade por tipo de instituição de ensino (pública/privada) e localização da residência (zona urbana/rural). Os critérios de exclusão foram presença de doença cardiovascular e/ou diabetes tipo 1, relatada pelos pais/responsáveis, e/ou uso de medicamentos hipotensivos ou hipolipemiantes. Foram excluídas crianças que apresentaram ausência ou incompletude de dados essenciais às análises.

O nível socioeconômico da família foi categorizado, segundo o Critério de Classificação Econômica Brasil, nas classes A, B1, B2, C1, C2 e D.11 A escolaridade materna foi categorizada em: 0-4; 5-8; 9-11 e 12 ou mais anos de estudo. Foram usadas variáveis categóricas de localização da residência (zona urbana/rural) e trabalho materno fora do lar (sim/não). O tempo de permanência da mãe com a criança foi analisado como variável contínua (horas/dia).

O grau de restrição alimentar foi avaliado pelo posicionamento dos pais/responsáveis em oferecer à criança cada um dos seguintes 15 itens alimentares: bolo de chocolate, biscoitos recheados, salgadinhos, hambúrguer, batatas fritas, pizza, sucos artificiais, refrigerantes, leite e derivados, manteiga, pipoca, sorvete, chocolate, torta doce, chicletes. A coleta dessa variável foi feita com o uso de um questionário estruturado pelos autores do estudo. Os pais/responsáveis poderiam responder se ofereciam “sempre”, “às vezes” ou “nunca” esses alimentos aos seus filhos. O grau de restrição alimentar pelos pais/responsáveis foi avaliado pela porcentagem de respostas “nunca”.

O consumo alimentar das crianças foi avaliado por meio dos padrões alimentares, determinados a partir dos registros alimentares de três dias. As crianças foram orientadas a preencher os registros com auxílio dos pais/responsáveis de forma completa e detalhada com alimentos e quantidades consumidas, referentes há três dias não consecutivos, sendo um dia de fim de semana.12 Todos os registros foram revisados pelos pesquisadores junto às crianças e os responsáveis, com auxílio de álbum fotográfico13 e de utensílios domésticos comumente usados para o porcionamento de alimentos, a fim de reduzir os vieses de registro. O consumo médio diário de calorias totais e gramas de carboidratos, proteínas, lipídios, ácidos graxos monoinsaturados, polinsaturados e saturados, fibras e sódio, referente aos três dias de registro, foi determinado com auxílio do software DietPro versão 5i.

Todos os itens alimentares mencionados nos três dias de registro foram relacionados, em gramas, em planilha específica. Em seguida, os alimentos foram agrupados com base na similaridade de seus perfis nutricionais ou no seu uso culinário. Preparações mistas, como lasanhas, pizzas e sanduíches, foram desmembradas em seus ingredientes, segundo receitas padronizadas pelos autores do estudo, e seus componentes foram direcionados aos grupos apropriados.12 O consumo individual médio diário dos grupos alimentares foi calculado.

Foi feita a identificação a posteriori dos padrões alimentares, por meio da análise de componentes principais (ACP). Antes de proceder a ACP, foi estimado o coeficiente Kaiser-Mayer-Olkin (KMO=0,56) e o teste esfericidade de Bartlett (p<0,001). Eles indicam que os dados, segundo a qualidade de suas correlações, poderiam ser usados na ACP.14 O número de fatores a serem retidos foi determinado com base no critério de eigenvalue >1 e, no gráfico da variância, pelo número de componentes (scree plot).15 Em seguida, os fatores foram submetidos à rotação ortogonal varimax para que demonstrassem estruturas mais simples, com maior interpretabilidade e estatisticamente independentes.

Cargas fatoriais representam os coeficientes de correlação entre os diferentes grupos de alimentos em cada padrão alimentar. Grupos alimentares com cargas positivas contribuem diretamente para um padrão alimentar, enquanto grupos com cargas negativas são inversamente associados a um padrão alimentar.16 Grupos alimentares com cargas fatoriais >0,3 foram considerados como importantes contribuintes para o padrão alimentar. Cada padrão alimentar foi classificado de acordo com as características dos grupos alimentares que apresentaram maior carga fatorial. No fim, uma pontuação foi calculada para cada participante em cada padrão, somando-se o consumo individual de cada grupo alimentar ponderado por sua carga fatorial.15 Em seguida, os escores individuais foram padronizados (escore z). Maiores escores z representam maior aderência da criança a determinado padrão alimentar.

Estatísticas descritivas foram usadas para caracterizar a amostra segundo o consumo alimentar e as características socioeconômicas, comportamentais e maternas. A assimetria dos dados foi verificada pelo teste de Shapiro-Wilk. Diferenças entre os grupos foram verificadas pelo teste de Mann-Whitney.

Os escores de consumo de cada criança para cada padrão foram categorizados em tercis para a análise associativa. A regressão logística ordinal bivariada foi usada para verificar associação entre cada padrão e cada variável socioeconômica, comportamental e materna estudada. Esses modelos permitiram o cálculo da odds ratio (OR), ou seja, a probabilidade da ocorrência de um evento. Variáveis preditoras que demonstraram exercer influência com nível de significância <0,2 nos modelos bivariados foram usadas para compor o modelo múltiplo final, no qual foram consideradas aquelas com α<0,05.17

O presente estudo foi conduzido após sua aprovação pelo Comitê de Ética em Pesquisa com Seres Humanos da Universidade Federal de Viçosa pelo processo n° 045/2012. A participação no estudo ocorreu mediante assinatura do Termo de Consentimento Livre e Esclarecido, assinado pelas crianças e seus pais/responsáveis.

Resultados

Foram avaliadas 365 crianças. No entanto, houve perda amostral de 37 devido à presença de dados essenciais às análises incompletos. A amostra final foi composta por 328 crianças, 193 do sexo feminino e 135 do masculino. A partir dos alimentos consumidos foram formados 17 grupos alimentares. Devido ao baixo número de pessoas que consumiram peixes (n=39); massas e grãos integrais (n=32); leite desnatado/semidesnatado (n=5); e nozes/castanhas (n=2), esses alimentos foram redistribuídos em grupos alimentares com conteúdo nutricional semelhante. Foram excluídos os itens café, chás, óleos e gorduras de adição, uma vez que poderiam ser significativos em muitos padrões diferentes.18

A caracterização da amostra está apresentada na tabela 1. Constatou-se o baixo consumo de frutas e hortaliças entre as crianças. A ingestão média desses alimentos foi menor do que 2,5 porções diárias para ambos os sexos, com base em uma porção de 65g.19 Sucos artificiais e refrigerantes foram consumidos pela maioria das crianças (76,5%). Apenas o consumo de carboidratos diferiu entre os sexos, com maior ingestão entre os meninos (p=0,007) (dados não apresentados) (teste de Mann-Whitney).

Tabela 1

Caracterização do consumo alimentar da amostra de crianças de oito e nove anos matriculadas nas escolas públicas e privadas de Viçosa, Minas Gerais, 2012 e 2013

Alimentos	Média (DP)	Mediana (Q1; Q3)	Mínimo	Máximo
Nutrientes
Calorias	1619,8 (437)	1579,9 (1346; 1862,2)	723,4	3615,9
Carboidratos (g)	223,9 (69,1)	215,1 (181,3; 255)	90,1	577,8
Proteínas (g)	55,8 (16,7)	54,1 (44,6; 65,4)	21,0	135,6
Lipídios (g)	55,8 (18,2)	53,9 (44; 65,4)	18,3	170,3
Monoinsaturados (g)	15,0 (6)	14,3 (11,5; 17,6)	4,1	48,5
Polinsaturados (g)	9,7 (4,2)	8,9 (7; 11,7)	2,0	30,2
Saturados (g)	16,5 (6,1)	15,7 (12,6; 19,9)	3,1	44,4
Grupos alimentares (g)
Massas e grãos refinados	141,5 (70,4)	130,8 (91,9; 172,4)	26,7	507,3
Batatas fritas, chips e massas fritas/gordurosas	35,8 (39,5)	23,5 (0; 55,5)	0	207,0
Bebidas lácteas adoçadas	43,0 (57,1)	25,0 (0; 66,7)	0	325,0
Leite	169,9 (142,8)	150,0 (56,7; 239,2)	0	841,7
Queijo	10,9 (20,2)	6,0 (0; 17,6)	0	101,5
Cárneos processados e embutidos	22,3 (28)	14,7 (0,1; 124)	0	200,0
Açúcares e achocolatado	18,7 (15)	15,0 (8; 25)	0	96,0
Raízes e tubérculos cozidos	26,9 (51)	3,5 (0; 196)	0	526,4
Arroz	140,2 (90,4)	118,3 (82; 510,6)	0	711,5
Leguminosas	131,9 (103,2)	110,0 (57,8; 170,4)	0	877,5
Sucos artificiais e refrigerantes	170,9 (178,1)	133,3 (33,3; 250)	0	1.242,2
Hortaliças	64,4 (67,5)	46,4 (21,2; 85,5)	0	516,7
Frango e peixe	32,0 (40)	21,6 (0; 43,3)	0	312,8
Carnes bovina e suína	46,1 (47,1)	35,5 (13,6; 64,3)	0	346,2
Ovos	10,2 (14,1)	0 (0; 16,7)	0	83,3
Frutas	90,6 (109,8)	55,7 (2,1; 137,7)	0	767,7
Doces	30,1 (43,9)	10,3 (0; 179,8)	0	313,3

Q1, quartil 1; Q3, quartil 3, DP, desvio padrão.

Foram extraídos cinco padrões alimentares que, em conjunto, explicaram 44% da variância dos dados iniciais. O primeiro padrão, intitulado “Tradicional”, explicou 11,7% da variância e foi principalmente representado pelo arroz, feijão, hortaliças, raízes e tubérculos cozidos e carne vermelha. O segundo padrão, denominado “Bebidas adoçadas e lanches”, incorporou 8,7% da variância e foi caracterizado pela maior ingestão de sucos artificiais, refrigerantes, salgados fritos ou gordurosos e doces. O terceiro padrão, chamado “Monótono”, responsável por 8,6% da variância dos dados, foi marcado apenas pelo consumo de leite integral e achocolatado, alimentos consumidos com elevada frequência na amostra. O quarto padrão, denominado “Saudável”, explicou 7,6% da variância, foi representado pelo consumo de frango, peixe, hortaliças, raízes e tubérculos e foi inversamente associado ao consumo de carnes vermelhas. O último componente, denominado “Ovo-lacto”, responsável por 7,4% da variância total, foi marcado pelo consumo de ovos, queijos, bebidas lácteas adoçadas e foi inversamente associado às carnes vermelhas (tabela 2).

Tabela 2

Padrões alimentares e cargas fatoriais específicas dos grupos alimentares consumidos por crianças, Viçosa, Minas Gerais, 2012 e 2013

	Padrões alimentares
Alimentos	Tradicional	Bebidas adoçadas e lanches	Monótono	Saudável	Ovo‐lacto
Pães, bolos, biscoitos e cereais refinados	−0,034	0,063	−0,013	−0,062	0,135
Batatas fritas, chips e massas fritas/gordurosas	−0,143	0,473	−0,074	0,258	−0,105
Bebidas lácteas adoçadas	−0,114	0,232	−0,026	0,113	0,611
Leite	−0,105	0,030	0,833	−0,037	−0,046
Queijos	−0,009	0,425	0,060	−0,217	0,344
Cárneos processados e embutidos	0,112	0,120	−0,001	0,048	0,066
Açúcares e achocolatado	−0,012	0,021	0,840	−0,004	0,028
Raízes e tubérculos cozidos	0,369	0,220	0,132	0,334	−0,149
Arroz	0,797	−0,036	−0,109	−0,152	−0,012
Leguminosas	0,803	−0,136	−0,040	−0,062	−0,006
Sucos artificiais e refrigerantes	−0,079	0,771	0,085	0,010	−0,002
Hortaliças	0,588	−0,024	−0,001	0,382	0,109
Frango e peixe	−0,035	0,056	−0,055	0,802	0,007
Carne vermelha	0,384	0,291	−0,047	−0,464	−0,374
Ovos	0,122	−0,101	−0,004	−0,054	0,706
Frutas	0,030	0,037	0,062	0,090	0,177
Doces	0,014	0,489	−0,020	−0,013	0,180
% da variância explicada	11,7	8,7	8,6	7,6	7,4
Total da variância explicada	44%

Cargas fatoriais >0,3 (em negrito) representam contribuição significativa de padrões alimentares por componentes.

Observou-se elevada ingestão de sucos artificiais e refrigerantes pelas crianças e esses foram os alimentos que mais contribuíram para a constituição do padrão “Bebidas adoçadas e lanches”. Foram consumidos por 76,5% das crianças na quantidade média diária de 220mL (mínimo: 27,5mL; máximo: 1242,2mL). O consumo desses alimentos esteve associado ao de batatas fritas, ingeridas por 39% das crianças; salgados fritos tipo lanchonete, consumidos por 56% da amostra; chips, ingeridos por 18% das crianças; e macarrão instantâneo, que fez parte do consumo diário de aproximadamente 10% das crianças. Crianças que consumiam maior quantidade dos alimentos citados acima relataram também ingerir mais queijos gordurosos e doces.

A distribuição das crianças quanto às variáveis socioeconômicas, comportamentais e maternas está apresentada na tabela 3. Em relação ao nível socioeconômico, a maioria das famílias pertencia à classe econômica C, seguida da B, D e A. Quanto à escolaridade materna, baixa proporção das mães tinha elevada escolaridade e a maioria tinha apenas até quatro anos de estudo. Filhos de mães com 12 anos ou mais de estudo sofriam mais restrição alimentar em comparação com os filhos de mães com menor escolaridade (p=0,05). Maior quantidade de mães com maior escolaridade trabalhava fora em comparação com aquelas com menores níveis de escolaridade (p=0,001).

Tabela 3

Distribuição das crianças segundo as variáveis socioeconômicas, comportamentais e maternas, Viçosa, Minas Gerais, 2012 e 2013

Variáveis	Distribuição
Nível socioeconômico
A	17 (5,2)
B1	43 (13,1)
B2	46 (14,0)
C1	82 (25)
C2	85 (25,9)
D	55 (16,8)
Escolaridade materna
0‐4	109 (33,2)
5‐8	73 (22,3)
9‐11	98 (29,9)
12 +	48 (14,6)
Localização da residência
Zona urbana	292 (89,0)
Zona rural	36 (11,0)
Trabalho materno fora do lar
Sim	212 (65,0)
Não	114 (35,0)
Tempo de permanência mãe‐filho (horas/dia)	15 (12; 18)
Restrição alimentar
% média de respostas “nunca”	56,3 (31,3; 75,0)

Nível socioeconômico, escolaridade materna, localização da residência e trabalho materno fora do lar apresentados em número de indivíduos (%). Tempo de permanência mãe‐filho (horas/dia) e restrição alimentar apresentado em mediana (quartil 1; quartil 3).

A tabela 4 apresenta os modelos finais de regressão logística ordinal multivariada entre cada padrão alimentar (variáveis dependentes) e as variáveis socioeconômicas, comportamentais e maternas (variáveis preditoras) que apresentaram significância nos modelos bivariados. O maior nível socioeconômico e a maior restrição alimentar pelos pais/responsáveis se associaram à maior adesão da criança ao padrão “Tradicional”. Mães com nove anos ou mais de estudo tinham filhos que consumiam mais “Bebidas adoçadas e lanches” e quando a escolaridade materna atingiu 12 ou mais anos de estudo, as chances de ter alimentação rica nesses itens aumentavam em quatro vezes, em comparação com aquelas com menor escolaridade. Crianças de nível econômico intermediário foram associadas mais fortemente ao padrão “Monótono” em comparação com aquelas de classes econômicas extremas. O padrão “Ovo-lacto” foi mais consumido por crianças moradoras da zona rural e por filhos de mães com maior nível de escolaridade.

Tabela 4

Modelos finais de regressão logística ordinal multivariada entre os tercis dos padrões alimentares e variáveis socioeconômicas, comportamentais e maternas

	OR	95% IC	p‐valor
Padrão “Tradicional”
Classe econômica
D	1
C2	0,54	0,28‐1,03	0,063
C1	0,94	0,49‐1,79	0,850
B2	0,38	0,18‐0,78	0,010a
B1	0,25	0,12‐0,56	0,001b
A	0,24	0,08‐0,68	0,008b
Restrição alimentar c	1,01	1,00‐1,02	0,020a
Padrão “Bebidas adoçadas e lanches”
Escolaridade materna (anos de estudo)
0‐4	1
5‐8	1,73	0,99‐3,04	0,053
9‐11	2,90	1,74‐4,84	0,000b
12 +	4	2,09‐7,64	0,000b
Padrão “Monótono”
Classe econômica
D	1
C2	1,19	0,63‐2,24	0,588
C1	1,96	1,04‐3,72	0,039a
B2	2,44	1,19‐5,04	0,015a
B1	1,60	0,77‐3,13	0,205
A	1,15	0,42‐3,20	0,780
Padrão “Ovo‐lacto”
Escolaridade materna (anos de estudo)
0‐4	1
5‐8	1,87	1,07‐3,26	0,028a
9‐11	1,43	0,86‐2,38	0,165
12 +	2,60	1,37‐4,90	0,003b
Residir em zona urbana	0,43	0,23‐0,82	0,011a

p<0,05.

p<0,01.

Porcentagem dos alimentos questionados, de elevado valor calórico e baixo conteúdo nutricional, que são restringidos pelos pais/responsáveis da alimentação da criança. OR, odds ratio; 95% IC, intervalo de confiança.

Discussão

Este estudo apresentou uma visão global do consumo alimentar das crianças de oito e nove anos e demonstrou a forma com que se agrupam os itens consumidos em seu estilo alimentar. Cinco padrões alimentares explicaram 44% da variância dos dados originais: “Tradicional”, “Bebidas adoçadas e lanches”, “Monótono”, “Saudável” e “Ovo-lacto”. Observaram-se diferenças quanto à aderência da criança ao padrão de acordo com suas características socioeconômicas, comportamentais e maternas. Crianças de maior classe econômica e cujas mães tinham maior escolaridade apresentaram consumo alimentar mais distante do considerado adequado, com menor adesão ao padrão “Tradicional” e maior adesão ao padrão “Bebidas adoçadas e lanches”, respectivamente. A maior escolaridade materna, bem como residir em zona rural, resultou em maior chance de a criança aderir ao padrão “Ovo-lacto”. Crianças de classes econômicas intermediárias apresentaram maior adesão ao padrão “Monótono” comparadas com aquelas de classes econômicas extremas. Práticas restritivas pelos pais/responsáveis foram diretamente associadas à maior adesão ao padrão “Tradicional”.

Algumas semelhanças podem ser observadas entre os estudos que determinam e avaliam os padrões alimentares. Geralmente são extraídos do conjunto de dados alguns padrões alimentares: um caracterizado pelo consumo de alimentos tradicionais/nacionais, que representem a base alimentar da população, semelhante ao padrão “Tradicional” do presente trabalho; outro baseado em alimentos processados e altamente industrializados, análogo ao padrão “Bebidas adoçadas e lanches” deste estudo; e um padrão que representa o consumo de alimentos associados a um estilo de vida saudável, como carnes brancas, cereais integrais, produtos com baixo de teor de gordura e vegetais, similar ao padrão “Saudável” do presente trabalho.8,20-22

Em estudo com adolescentes brasileiros obesos, três padrões alimentares foram definidos: 1) “Tradicional”, no qual foi predominante o consumo de arroz, massas, feijões, óleos, carnes vermelhas, embutidos e doces; 2) “Em transição”, representado pela elevada ingestão de leite e derivados, pães, manteiga e margarina, carnes brancas, ovos, hortaliças e frutas, sucos e açúcar; e 3) “Fast food, principalmente composto por produtos de cafeteria. Em conjunto, os três padrões explicaram 34,8% da variância dos dados iniciais.22

Pesquisa feita em Salvador, Bahia, em 2011, com 1.260 crianças de quatro a 11 anos, identificou quatro padrões que explicaram 45,9% da variância dos dados extraídos de um questionário de frequência alimentar. Ao contrário do presente estudo, o padrão 1 (semelhante ao “Tradicional”) esteve associado ao maior nível socioeconômico; e o padrão 3 (semelhante ao “Bebidas adoçadas e lanches”) esteve mais associado ao menor nível socioeconômico.23

De forma similar à investigação aqui apresentada, uma pesquisa com 667 crianças, de um a seis anos, de Pelotas, Rio Grande do Sul, e um estudo com adolescentes de Cuiabá, Mato Grosso, verificaram a maior adesão ao padrão “Tradicional” por crianças cujas mães tinham menor renda.24,25 O maior consumo de alimentos do padrão “Tradicional” e o menor consumo de alimentos do padrão “Bebidas adoçadas e lanches” por crianças de menor nível socioeconômico encontrados no presente estudo podem estar associados ao valor aquisitivo desses alimentos. Alimentos do padrão “Bebidas adoçadas e lanches” podem ser considerados mais caros e “supérfluos” em comparação com os do padrão “Tradicional”.

Em estudo espanhol de base populacional com 3.534 indivíduos de dois-24 anos, o padrão alimentar intitulado “Snacky”, semelhante ao padrão “Bebidas adoçadas e lanches” do presente estudo, foi marcado pelo consumo aumentado de produtos panificados, petiscos salgados, doces e refrigerantes.8 O padrão “Snacky” foi mais consumido por filhos de mães com menor escolaridade8 e as crianças que residiam na zona rural consumiam menos frutas comparadas com as de áreas urbanas.8 No presente estudo, diferenças quanto ao consumo alimentar entre as zonas rural e urbana apenas foram encontradas quanto ao consumo do padrão “Ovo-lacto”, mais consumido por crianças de zona rural. Esse comportamento pode ser explicado pela maior disponibilidade de ovos na zona rural, devido à produção autossustentável ou agricultura familiar, bem como pelo fato de esse alimento ser um substituto da carne com preço reduzido e pelo possível menor acesso a alimentos mais industrializados por crianças da zona rural.

Em concordância com o presente trabalho, Jones et al.19 também notaram baixo consumo de frutas e hortaliças em avaliação de 7.285 crianças, que apresentaram ingestão média de 201g/dia, superior à encontrada neste trabalho (193,9g/dia). No estudo citado,19 meninas consumiam mais frutas do que os meninos e crianças cujas mães tinham ensino superior comiam mais frutas e hortaliças comparadas com os filhos de mães com menor escolaridade. O baixo consumo de frutas também foi observado em estudo de base populacional com indivíduos de 2-24 anos.8

A inserção da mulher no mercado de trabalho dificulta o preparo das refeições do domicílio, o que propicia o maior consumo de alimentos industrializados pela criança.25 McIntosh et al.26 observaram que mães que consideraram o trabalho fora de casa como prioridade davam menor importância à feitura das refeições em família. No presente estudo, no entanto, o tempo de permanência da mãe com a criança e o trabalho materno fora do lar não se associaram a nenhum padrão alimentar nos modelos finais de regressão multivariada.

Práticas de restrição alimentar pelos pais/responsáveis estiveram associadas à maior adesão pela criança ao padrão “Tradicional”. Em estudo multiétnico com crianças de seis a quatro anos, verificou-se que práticas maternas restritivas se associaram com menor densidade energética autosselecionada pelas crianças.27 Essa prática pode ser considerada positiva, desde que sua aplicação não tenha conotação negativa quanto ao consumo de determinados alimentos pela criança e não estimule o consumo alimentar compensatório de alimentos altamente calóricos.

Vale ressaltar que o delineamento transversal foi uma limitação do estudo, o que impossibilitou a identificação de relações causais entre padrões alimentares e os determinantes analisados. O principal achado deste trabalho foi a associação, de forma independente, entre padrões alimentares e variáveis socioeconômicas, comportamentais e maternas.

Dessa forma, os cinco padrões alimentares extraídos neste estudo demonstraram o estilo alimentar das crianças. Os padrões alimentares das crianças estiveram associados às condições econômicas da família, escolaridade materna, prática de restrição alimentar pelos pais/responsáveis e localização da residência em zona urbana ou rural. A análise dos padrões alimentares permite usar a intercorrelação existente entre os alimentos para caracterizar o consumo alimentar habitual e pode possibilitar análises associativas e inferenciais muitas vezes não identificadas no estudo dos nutrientes ou alimentos de forma individual.