Maternal mental health and nutritional status of six-month-old infants.

OBJECTIVE: To analyze if maternal mental health is associated with infant nutritional status at six month of age.
METHODS: A cross-sectional study with 228 six-month-old infants who used primary health care units of the city of Rio de Janeiro, Southeastern Brazil. Mean weight-for-length and mean weight-for-age were expressed in z-scores considering the 2006 World Health Organization reference curves. Maternal mental health was measured by the 12-item General Health Questionnaire. The following cutoff points were used: ≥ 3 for common mental disorders, ≥ 5 for more severe mental disorders, and ≥ 9 for depression. The statistical analysis employed adjusted linear regression models.
RESULTS: The prevalence of common mental disorders, more severe mental disorders and depression was 39.9%, 23.7%, and 8.3%, respectively. Children of women with more severe mental disorders had, on average, a weight-for-length 0.37 z-scores lower than children of women without this health harm (p = 0.026). We also observed that the weight-for-length indicator of children of depressed mothers was, on average, 0.67 z-scores lower than that of children of nondepressed women (p = 0.010). Maternal depression was associated with lower mean values of weight-for-age z-scores (p = 0.041).
CONCLUSIONS: Maternal mental health is positively related to the inadequacy of the nutritional status of infants at six months.

INTRODUCTION

Child malnutrition persists as a major public health problem in developing countries, contributing to 1/3 of under-five deaths . According to estimates from six cohort studies in developing countries, its eradication could prevent a million deaths from pneumonia, 800 thousand from diarrhoea, 500 thousand from malaria and 200 thousand from measles .

According to joint data from the United Nations Children’s Fund (UNICEF), the World Bank, and the World Health Organization (WHO), 161 million children under the age of five were stunted in 2013, which is equivalent to 25.0% of the world population . Although Brazil presents a better current situation regarding child malnutrition, with 6.0% of children under five years of age stunted, the distribution of this indicator is uneven, with a higher prevalence in the North (8.5%), in children under one year of age (8.8%) and among those who live in families with a monthly per capita income of up to 1/4 of the minimum wage (8.2%) .

There is extensive literature on determinants of child growth. The most important are social, economic and environmental factors such as parents’ educational attainment and housing conditions, maternal age and work, family size, birth weight, recurrent infections and dietary habits , .

Such evidence does not solve, however, the issue of inadequate child growth determination. Even after the socioeconomic and demographic changes and improvement in the care provided by health services in the last decades, there are still children with nutritional deficits in developing countries , . In addition, family members under the same conditions of life and living in the same house have different nutritional status .

In this regard, investigations have focused on the contribution of psychosocial aspects in the process, pointing to alcoholism and lack of social support, as well as aspects related to motherhood, such as factors associated with nutritional deficits in childhood , . Some studies suggest that factors present within the family environment could negatively affect the maternal capacity to provide adequate care for the child, contributing to child malnutrition , .

Although increasing, the literature addressing the impact of maternal mental health on children’s nutritional status has contradictory results. While some studies showed a worse growth pattern in children whose mothers presented some psychological disorder when compared with the children of women without disorders, other investigations conducted in developing countries did not show significant differences for this relation , , , . To clarify this issue, the objective of the present study was to examine whether maternal mental health is associated with child nutritional status in the sixth month of life.

METHODS

This cross-sectional study is part of a prospective cohort whose central objective is to investigate the social determinants of the growth of children in the first year of life.

Its population is composed of newborns who used four primary health care units of the municipality of Rio de Janeiro, Southeastern Brazil, at the time of vaccination (BCG) or Guthrie test, referred directly from the maternity hospitals where they were born, as recommended by the Rio de Janeiro Municipal Health Department (SMS-RJ) program “Acolhimento mãe-bebê” (Mother-baby welcoming). Primary health care units were chosen intentionally, considering the average number of newborns registered in the program every month and the geographical variability, to represent different population groups.

The information relating to the first interview (first month) and to the one six months after birth were included in this study. Excluding those with congenital anomalies, cerebral palsy and six twins, 228 children composed the sample. Throughout data collection, between June 2005 and June 2008, the principal investigator of the research supervised the interviewers. Questionnaires with closed, precoded questions, and other open or semi-open questions were applied in face-to-face interviews with the children’s mothers.

To obtain the outcome variables reflecting the child’s nutritional status, the weight and length of children at six months of age were measured without any clothing or accessories. Weight was measured using a Filizola pediatric scale with a maximum capacity of 15 kg (0.1 kg resolution). Length was measured using a wooden horizontal infant stadiometer specially constructed for the study (1 mm resolution). The anthropometric training consisted of the following steps: (a) introduction on nutritional assessment of children under two years of age; (b) theoretical presentation of the techniques for weighing and measuring children under two years of age; and (c) standardization of anthropometric measurements, a procedure recommended by Habicht (1974). Based on these measurements, we estimated the variables weight-for-length and weight-for-age according to sex, expressed as z-scores, using the new growth chart for children under five .

To assess maternal mental health six months after giving birth, we used the Brazilian Portuguese adapted and validated version of the 12-item General Health Questionnaire (GHQ-12) . This instrument uses the two weeks before filling the questionnaire as reference period and reflects feelings of depression and anxiety, inability to cope with usual situations and lack of confidence .

Each item of GHQ-12 contains four response options, the first two considering the recent experience of the participant in relation to a particular symptom or behavior as absent (0 points assigned) and the last two as present (1 point assigned). Thus, summing the points of each item generates a scale from zero to 12 possible points. Three variables were established to assess maternal mental health with this instrument. The variable common mental disorders (CMD) was set from the cut-off point of at least three positive responses. This cut-off point shows good sensitivity (85.0%), without any significant loss of specificity (79.0%) . The variable more severe mental disorders was identified by the cut-off point of at least five positive responses. Villano found a 76.0% sensitivity and a 59.0% specificity for this cut-off point in an outpatient clinic of a university hospital in Rio de Janeiro. Finally, for the variable depression we used the cut-off point of at least nine positive items, as in the study by Ozdemir and Remaki , who found a 75.0% sensitivity and a 77.0% specificity.

The covariables investigated were: maternal age (< or ≥ 20 years), maternal work (yes or no), prematurity (yes or no), birth weight (in grams), number of children under five years of age, mother’s educational attainment (full years of schooling) and social network. To evaluate the social network, participants were asked “how many friends do you feel comfortable with and can talk about almost anything?” and “how many relatives do you feel comfortable with and can talk about almost anything?”. We subsequently added the number of relatives and friends mentioned to compose this variable.

Initially, we estimated the mean z-scores for outcomes along with the prevalence of exposure variables as well as sociodemographic, child, and maternal characteristics. Crude analyses used simple linear regression (categorical covariables and central exposure variables) and Spearman’s correlation test (numerical covariables). In multivariate analysis, linear regression models were adjusted by the covariables presenting associations of p ≤ 0.20 in the crude analyses.

Three methods of diagnosis of the regression models were used to evaluate the quality of fit: Q-Q plot, studentized residuals versus predicted values graphs, and Cook’s distance. All multivariate models showed good fit and only one outlier was found, but maintained in the analysis.

Data were stored in the application EpiInfo version 6.04 and analyzed in statistical packages R version 2.9.0 and Stata version 9.2. The software WHO Anthro version 3.0.1 was used to estimate the indexes weight-for-length and weight-for-age.

The study was approved by the Ethics Committee of the Instituto de Medicina Social of the Universidade do Estado do Rio de Janeiro. Mothers needed to sign an informed consent form to participate in the study.

RESULTS

Table 1 presents the characteristics of the study population. The children’s mean age was 6.46 months, and 52.4% of the sample were boys. The minority of the children were premature and had low birth weight. For the indexes weight-for-length and weight-for-age, the mean z-scores were 0.23 and 0.05, respectively.

Table 1

Characteristics of the study population. Rio de Janeiro, RJ, Southeastern Brazil, 2005-2008.

Categorical variables	n*	%
Sex
Male	122	52.4
Female	111	47.2
Birth weight (grams)
Low (< 2,500)	16	6.9
Adequate (≥ 2,500)	216	93.1
Prematurity
No	199	90.9
Yes	20	9.1
Maternal work
No	157	71.7
Yes	62	28.3
Maternal age (years)
≥ 20	173	77.2
< 20	51	22.8
CMD (GHQ-12)
No (< 3)	137	60.1
Yes (≥ 3)	91	39.9
More severe disorders (GHQ-12)
No (< 5)	174	76.3
Yes (≥ 5)	54	23.7
Depression (GHQ-12)
No (< 9)	209	91.7
Yes (≥ 9)	19	8.3
Numeric variables	Mean	SD
Weight-for-length	0.23	1.08
Weight-for-age	0.05	1.07
Birth weight (grams)	3.21	0.48
Child’s age (months)	6.46	0.80
Maternal age (years)	25.5	6.57
Maternal education (years of schooling)	8.49	2.81
Number of children < 5 years of age	1.24	0.46
Social network (friends and relatives)	3.67	2.87

* Totals may vary due to missing values in some variables.

Mother’s mean age was 25.5 years. They also had, on average, 8.5 years of schooling, 1.24 children and 3.67 friends or relatives who they could trust to tell almost everything (social network). There was a high percentage of adult women who were not working at the time of the interview. Approximately 40.0% of mothers were detected with CMD, 24.0% with more severe mental disorders, and 8.0 percent with depression.

In the crude analysis (Tables 2 and 3), only birth weight was significantly associated with weight-for-length and weight-for-age, and was the variable selected to be included in the multiple linear regression models.

Table 2

Bivariate analysis between weight-for-length, weight-for-age, and categorical covariables (simple linear regression). Rio de Janeiro, RJ, Southeastern Brazil, 2005-2008.

Variable	Weight-for-length			Weight-for-age
	Mean	SD	p	Mean	SD	p
Prematurity
No	0.21	1.09	-	0.05	1.06	-
Yes	0.18	1.02	0.906	-0.17	1.14	0.397
Maternal work
No	0.23	1.06	-	0.04	1.05	-
Yes	0.28	1.19	0.797	0.07	1.15	0.860
Maternal age (years)
≥ 20	0.21	1.09	-	0.06	1.07	-
< 20	0.26	1.08	0.766	-0.003	1.05	0.731

Table 3

Spearman’s correlation coefficients between the indexes weight-for-length and weight-for-age and the numerical covariables. Rio de Janeiro, RJ, Southeastern Brazil, 2005-2008.

Variable	Weight-for-length		Weight-for-age
	Coefficient	p	Coefficient	p
Birth weight (grams)	0.225	< 0.001	0.484	< 0.001
Maternal education (years of schooling)	-0.046	0.485	-0.010	0.875
Number of children < 5 years of age	-0.001	0.990	-0.055	0.415
Social network (friends and relatives)	-0.052	0.428	0.002	0.970

The crude and adjusted associations between exposure variables and children’s nutritional status are shown in Table 4. More severe mental disorders and depression were associated with lower average weight-for-length z-scores (Table 4). Children of women with more severe mental disorders had, on average, a weight-for-length 0.37 z-scores lower than children of women without this health condition (p = 0.026). Children of women with depression had, on average, 0.67 z-scores lower than children of nondepressed mothers (p = 0.010). We observed no statistically significant association between CMD and weight-for-length.

Table 4

Crude and adjusted linear regression coefficients for the association between weight-for-length and weight-for-age with main exposure variables. Rio de Janeiro, RJ, Southeastern Brazil, 2005-2008.

Variable	Weight-for-length				Weight-for-age
	Crude		Adjusted*		Crude		Adjusted*
	Coefficient	p	Coefficient	p	Coefficient	p	Coefficient	p
CMD (GHQ-12 ≥ 3)	-0.080	0.585	-0.053	0.714	0.022	0.882	0.048	0.708
More serious disorders (GHQ-12 ≥ 5)	-0.393	0.019	-0.368	0.026	-0.025	0.884	-0.014	0.928
Depression (GHQ-12 ≥ 9)	-0.674	0.011	-0.667	0.010	-0.474	0.065	-0.463	0.041

* Model adjusted by the birth weight variable.

Children whose mothers were detected with depression showed, on average, weight-for-age 0.46 z-scores lower than children of women without depression (p = 0.041). The other exposure variables did not show any statistically significant association with this outcome (Table 4).

DISCUSSION

The results of this study showed that maternal mental health is related to children’s nutritional status at six months of life. In the adjusted models we found an association between lower mean weight-for-length z-scores and exposure variables, except CMD. The mean weight-for-age z-score was only associated with maternal depression.

The literature confirms the findings of this study because it has indicated increased risk of child malnutrition in the first six months of life among children of women with postpartum depression , , . A recent longitudinal study in Bangladesh found that depression between two and three months postpartum is a risk factor for underweight between six and eight months of age, and prenatal depression is for length-for-age deficit between two and three months and between six and eight months of age .

A meta-analysis of 17 studies on maternal mental health and childhood growth has verified that there is a greater chance of weight- and length-for-age deficits among children of women with depression or depressive and anxious symptoms compared with children of nondepressed women . The effect on these nutritional deficits was greater in the analyses using the diagnosis of depression . The authors also found a greater effect in longitudinal studies, but the exposure investigated in them was to postpartum depression and the result for length-for-age deficit was not significative .

In this study, we noted that the regression coefficient increases with the increase in the severity of exposure, i.e., the association is stronger between nutritional outcomes and more severe disorders and, therefore, depression. As the biological gradient, or dose-response effect, is a relevant criterion to infer causality, the findings of this study, although sectional in nature, reinforce the hypothesis of a causal effect between maternal mental health and child malnutrition. In this context, the exposure effect could only occur beyond certain threshold, which, in the case of this study, would be the presence of more severe mental disorders. Accordingly, the level of exposure of CMD would be below the exposure threshold, which could justify its lack of association with the outcome studied.

There is still no consensus in the literature on the association between maternal CMD and nutritional deficit. While some findings show a positive relationship between these events , , , , others show non-significant or null associations , , , . The presence of CMD in a single moment may be insufficient to modify the outcomes related to nutritional status.

A recent prospective cohort in Vietnam assessed CMD among mothers in the last trimester of pregnancy or between four and six weeks postpartum (baseline) and again at 15 months postpartum, along with length-for-age. According to the authors, CMD at baseline was not associated with linear growth, but there was a higher risk of maternal CMD at 15 months postpartum among women with perinatal CMD. The persistence of perinatal CMD and CMD at 15 months postpartum was inversely associated with length-for-age at 15 months .

A case-control study conducted in Brazil found nearly twice the chance of weight-for-height deficit in children up to six years of age whose mothers presented CMD . On the other hand, Stewart et al. found no association between the presence of CMD and lower postpartum mean z-scores for weight-for-age in children aged nine months. Medhin et al. , in an Ethiopian cohort of more than a thousand participants, observed no effect of CMD in the last trimester of pregnancy, at two months postpartum, or its persistence between these two moments, on weight- or length-for-age at six and 12 months of age, not even in the continuous assessment of these nutritional indexes.

Part of the heterogeneity of results among studies can be explained by the different postpartum moments in which investigations were conducted or by the method of measurement of mental disorders in this phase. Additionally, differences in literature can occur due to different methodologies employed in the choice of the outcome variable or its classification, or due to the use of different anthropometric indicators. In relation to the classification of outcome variables, for example, some studies have used the cut-off point of -2 z-scores to detect nutritional deficit in children , , while others used percentiles or mean z-scores , . Given this, a comparison of the findings is limited.

The results of the studies also varied according to the indicator used to assess impaired child growth as well as the country in which the study was conducted , , . Harpham et al. observed an association of CMD with length-for-age deficit in India, but not with weight-for-age deficit. The opposite occurred in Vietnam, with a statistically significant association with low weight-for-age and no association with length-for-age. The authors did not find significant results for Peru and Ethiopia. Similar results were found when Nguyen et al. assessed populations from Bangladesh, Vietnam and Ethiopia. According to some authors, the differences in results may be related to cultural differences in dietary practices and child care among the countries studied, as well as socioeconomic differences such as maternal educational attainment and food security in the house , , .

The potential mechanisms to explain the relationship between maternal mental health and child growth are not clear yet. One hypothesis is that maternal mental health problems may impair the mother’s ability to provide proper care for the child, providing inadequate hygiene practices, insufficient food supply and lower bond with the child, which could compromise child growth . Women with depressed mood are more prone to be irritable and hostile to their children and, under these circumstances, may neglect care when the baby is hungry or unable to suck breast milk properly. They may also neglect hygiene and sanitation in food preparation, which can lead to diarrhea and, consequently, to nutritional deficit , , .

Postpartum depressive symptoms have been shown to represent a higher risk for premature interruption of breastfeeding, which reflects the mother’s inability to provide care in feeding , . The interruption of breastfeeding harms the evolution of weight gain . Less diverse complementary feeding, energy intake, and frequency of meals have also been reported among children of women with depressive and anxious symptoms , .

Another potential cause of the relationship between maternal mental health and child malnutrition could be improper maternal health care, as disease prevention and search for care and health services when the child is sick, leading to illness and child malnutrition. Nguyen et al. showed that maternal CMD are strongly associated with diarrhea and acute respiratory infection.

Despite the hypothesis that mothers’ psychological problems may lead to nutritional status compromise in children, there is still no consensus about the temporality of this relationship. Compromised child growth may increase mothers’ concerns, promote feelings of inability to care for the child, and increase family pressures, inducing tension, anxiety, and even more serious depressive states , . Some studies observed that mothers of children with health problems, low birth weight and growth deficit had an increased risk of presenting more severe mental disorders or depression in the first year of the child’s life , , .

The differences in literature strengthen the need for more longitudinal investigations in the first year after childbirth. It is also necessary to conduct investigations focusing on possible mechanisms that may interfere in these relationships.

Although GHQ-12 is widely used for CMD screening in literature, some studies have recently been using this instrument for more severe disorders and depression , . Zubaran et al. observed a significant linear correlation between GHQ-12 and scales widely used to assess postpartum depression (as the Postpartum care Depression Screening Scale [PDSS] and the Edinburgh Postnatal Depression Scale [EPDS]), recommending the use of general health questionnaires for this health condition.

In this perspective, this study contributes to the discussion on the determinants of child growth and confirms the hypothesis of an association between maternal mental health and nutritional deficits in infancy.

Finally, our results indicate the need for incorporation of mental health into health care policies and programs including prevention and treatment of mental disorders, aiming at improving child nutritional status. In particular, we recommend more careful attention in health services routine, both to mothers of children with nutritional deficits and to children of women with psychological disorders. The use of accessible instruments in health services to detect psychological problems after childbirth has been recommended . A simple approach would be the inclusion of screening questionnaires as GHQ-12 and team training, aiming to increase the detection of this population in service routines.

INTRODUÇÃO

A desnutrição infantil persiste como importante problema de saúde pública em países em desenvolvimento, contribuindo para 1/3 das mortes em menores de cinco anos . Segundo estimativas de seis estudos de coorte de países em desenvolvimento, sua erradicação poderia prevenir um milhão de mortes por pneumonia, 800 mil por diarreia, 500 mil por malária e 200 mil por sarampo .

Segundo dados conjuntos da United Nations Children’s Fund (UNICEF), do The World Bank e da Organização Mundial de Saúde (OMS), 161 milhões de crianças menores de cinco anos apresentaram déficit de estatura em 2013, número equivalente a 25,0% da população mundial . Ainda que o Brasil apresente melhor cenário atual de desnutrição infantil, com 6,0% das crianças menores de cinco anos com déficit de estatura, a distribuição deste indicador é desigual, com prevalências mais elevadas no Norte (8,5%), em menores de um ano (8,8%) e entre aqueles que vivem em famílias com rendimento mensal per capita de até 1/4 do salário mínimo (8,2%) .

Existe vasta literatura acerca dos determinantes do crescimento infantil. Dentre eles, destacam-se fatores socioeconômicos e ambientais, tais como a escolaridade dos pais e condições de moradia, trabalho e idade materna, tamanho da família, peso da criança ao nascer, infecções recorrentes e práticas alimentares , .

Essas evidências não encerram, no entanto, a questão sobre a determinação do crescimento infantil inadequado. Isso porque, mesmo após as transformações socioeconômicas e demográficas e a melhoria na atenção prestada pelos serviços de saúde nas últimas décadas, ainda persistem crianças com déficits nutricionais nos países em desenvolvimento , . Ademais, famílias com as mesmas condições de vida e vivendo em um mesmo domicílio apresentam diferentes estados nutricionais .

Nesse sentido, investigações têm focalizado a contribuição dos aspectos psicossociais neste processo, apontando o alcoolismo, a ausência de apoio social, assim como aspectos concernentes à maternidade, como fatores associados a déficits nutricionais na infância , . Alguns estudos sugerem que fatores presentes no âmbito do ambiente familiar poderiam afetar negativamente a capacidade materna de promover cuidados apropriados à criança, contribuindo para a desnutrição infantil , .

Ainda que crescente, a literatura que aborda as repercussões da saúde mental materna no estado nutricional infantil tem resultados contraditórios. Enquanto alguns estudos verificaram pior padrão de crescimento em crianças cujas mães apresentaram algum transtorno psicológico quando comparadas aos filhos de mulheres sem transtornos, outras investigações conduzidas em países em desenvolvimento não observaram diferenças significativas para esta relação , , , . Visando a esclarecer essa questão, o objetivo do presente estudo foi analisar se a saúde mental materna está associada ao estado nutricional infantil no sexto mês de vida.

MÉTODOS

Este estudo faz parte de uma coorte prospectiva cujo objetivo central é investigar os determinantes sociais do processo de crescimento de crianças no primeiro ano de vida.

O presente estudo, de desenho seccional, tem como população fonte os recém-nascidos atendidos em quatro unidades básicas de saúde do município do Rio de Janeiro no momento da vacinação (BCG) ou do teste do pezinho, encaminhados diretamente das maternidades onde nasceram, conforme preconizado pelo programa “Acolhimento mãe-bebê”, da Secretaria Municipal de Saúde do Rio de Janeiro (SMS-RJ). As unidades básicas de saúde selecionadas foram escolhidas de forma intencional, levando-se em consideração o número médio de recém-nascidos que ingressam mensalmente no programa e a variabilidade geográfica, visando contemplar grupos populacionais diferentes.

As informações referentes à primeira entrevista (primeiro mês) e outra aos seis meses após o parto foram incluídas nesta pesquisa. Excluindo-se aquelas com anomalias congênitas, paralisia cerebral e seis gemelares, totalizou-se uma amostra de 228 crianças. Durante toda a coleta de dados, entre junho de 2005 e junho de 2008, a investigadora principal da pesquisa supervisionou os entrevistadores. Questionários com perguntas fechadas, pré-codificadas e outras abertas ou semiabertas foram aplicados em entrevista face a face com a mãe da criança.

Para obtenção das variáveis de desfecho que refletem o estado nutricional infantil foram aferidos peso e comprimento de crianças aos seis meses sem quaisquer vestimentas ou acessórios. O peso foi aferido em balança pediátrica da marca Filizola, com capacidade máxima de 15 kg (precisão de 0,1 kg). O comprimento foi aferido em antropômetro horizontal de madeira especialmente construído para a pesquisa (precisão de 1 mm). O treinamento antropométrico constou das seguintes etapas: (a) introdução sobre a avaliação nutricional de crianças menores de dois anos de idade; (b) apresentação teórica das técnicas de pesagem e medição de crianças menores de dois anos; e (c) padronização das mensurações antropométricas, procedimento recomendado por Habicht (1974). A partir dessas medidas, foram criadas as variáveis peso-para-comprimento e peso-para-idade segundo sexo, expressas em escores z, utilizando a nova curva de crescimento para menores de cinco anos .

Para aferição da saúde mental materna seis meses após o parto, utilizou-se a versão validada e adaptada para o português do General Health Questionnaire com 12 itens (GHQ-12) . Este instrumento tem como período de referência as duas semanas anteriores ao preenchimento do questionário e reflete sentimentos de depressão e ansiedade, incapacidade de lidar com situações habituais e falta de confiança .

Cada item do GHQ-12 contém quatro opções de resposta, sendo que as duas primeiras consideram a experiência recente do participante em relação a um sintoma ou comportamento particular como ausentes (0 ponto atribuído) e as duas últimas como presentes (1 ponto atribuído). Assim, após o somatório dos pontos atribuídos às respostas de cada item, obtém-se uma escala de zero a 12 pontos potenciais. Foram estabelecidas três variáveis para avaliar a saúde mental materna a partir deste instrumento. A variável transtornos mentais comuns (TMC) foi definida a partir do ponto de corte de pelo menos três respostas positivas nos 12 potenciais. Esse ponto de corte apresenta boa sensibilidade (85,0%), sem prejuízo expressivo da especificidade (79,0%) . Já a variável transtornos mentais mais graves foi identificada pelo ponto de corte de pelo menos cinco respostas positivas. Villano encontrou sensibilidade de 76,0% e especificidade de 59,0% para esse ponto de corte em um ambulatório de hospital universitário do Rio de Janeiro. Por fim, para a variável depressão, aplicou-se o ponto de corte de pelo menos nove itens positivos, conforme conduzido no estudo de Ozdemir e Remaki , que encontraram sensibilidade de 75,0% e especificidade de 77,0%.

As covariáveis investigadas foram: idade materna (< ou ≥ 20 anos), trabalho materno (sim ou não), prematuridade (sim ou não), peso ao nascer (em gramas), número de filhos menores de cinco anos, escolaridade materna (anos completos de estudo) e rede social. Para avaliação da rede social, perguntou-se às participantes “com quantos amigos você se sente à vontade e pode falar sobre quase tudo?” e “com quantos parentes você se sente à vontade e pode falar sobre quase tudo?”. Em seguida, somou-se o número de parentes e amigos referidos para compor esta variável.

Inicialmente, estimaram-se as médias de escores z para os desfechos juntamente com as prevalências das variáveis de exposição, bem como as características sociodemográficas, maternas e da criança. As análises brutas foram conduzidas usando-se regressão linear simples (covariáveis categóricas e variáveis centrais de exposição) e teste de correlação de Spearman (covariáveis numéricas). Na análise multivariada, modelos de regressão linear foram ajustados pelas covariáveis que apresentaram associações com p ≤ 0,20 nas análises brutas.

Foram aplicados três métodos de diagnóstico dos modelos de regressão para avaliar a qualidade do ajuste: gráficos Q-Q plot, gráficos de resíduos de Student versus valores preditos e distância de Cook. Todos os modelos multivariados apresentaram bom ajuste e apenas um valor atípico foi encontrado, mas mantido nas análises.

Os dados foram armazenados no aplicativo EpiInfo, versão 6.04, e analisados nos pacotes estatísticos R, versão 2.9.0 e Stata, versão 9.2. O software WHO Anthro, versão 3.0.1, foi utilizado para construir os índices peso-para-comprimento e peso-para-idade.

O estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética do Instituto de Medicina Social da Universidade do Estado do Rio de Janeiro e o ingresso à pesquisa se deu mediante assinatura pela mãe de um termo de consentimento livre e esclarecido.

RESULTADOS

A Tabela 1 apresenta as características da população estudada. As crianças tinham idade média de 6,46 meses e 52,4% da amostra eram meninos. A minoria nasceu prematura e com baixo peso. Os escores z médios para os índices peso-para-comprimento e peso-para-idade foram, respectivamente, 0,23 e 0,05.

Tabela 1

Características da população de estudo. Rio de Janeiro, RJ, 2005-2008.

Variáveis categóricas	n*	%
Sexo da criança
Masculino	122	52,4
Feminino	111	47,2
Peso ao nascer (gramas)
Baixo (< 2.500)	16	6,9
Adequado (≥ 2.500)	216	93,1
Prematuridade
Não	199	90,9
Sim	20	9,1
Trabalho materno
Não	157	71,7
Sim	62	28,3
Idade materna (anos)
≥ 20	173	77,2
< 20	51	22,8
TMC (GHQ-12)
Não (< 3)	137	60,1
Sim (≥ 3)	91	39,9
Transtornos mais graves (GHQ-12)
Não (< 5)	174	76,3
Sim (≥ 5)	54	23,7
Depressão (GHQ-12)
Não (< 9)	209	91,7
Sim (≥ 9)	19	8,3
Variáveis numéricas	Média	DP
Peso-para-comprimento	0,23	1,08
Peso-para-idade	0,05	1,07
Peso ao nascer (gramas)	3,21	0,48
Idade da criança (meses)	6,46	0,80
Idade Materna (anos)	25,5	6,57
Escolaridade materna (anos)	8,49	2,81
Número de filhos < 5 anos	1,24	0,46
Rede (amigos e parentes)	3,67	2,87

* Totais podem variar devido à presença de valores faltantes em algumas variáveis.

As mães tinham, em média, 25,5 anos de idade, 8,5 anos de estudo, 1,24 filhos e 3,67 amigos ou parentes em quem podiam confiar para contar quase tudo (rede social). Um elevado percentual foi composto por mulheres adultas e que não trabalhavam na ocasião da entrevista. Aproximadamente 40,0% das mães foram detectadas com TMC, 24,0%, com transtornos mentais mais graves, e 8,0%, com depressão.

Nas análises brutas (Tabelas 2 e 3), apenas o peso ao nascer mostrou-se associado significativamente com os índices peso-para-comprimento e peso-para-idade, tendo sido a covariável de ajuste selecionada para ser incluída nos modelos de regressão linear múltipla.

Tabela 2

Análises bivariadas entre os índices peso-para-comprimento e peso-para-idade e as covariáveis categóricas (regressão linear simples). Rio de Janeiro, RJ, 2005-2008.

Variável	Peso-para-comprimento			Peso-para-idade
	Média	DP	p	Média	DP	p
Prematuridade
Não	0,21	1,09	-	0,05	1,06	-
Sim	0,18	1,02	0,906	-0,17	1,14	0,397
Trabalho materno
Não	0,23	1,06	-	0,04	1,05	-
Sim	0,28	1,19	0,797	0,07	1,15	0,860
Idade materna (anos)
≥ 20	0,21	1,09	-	0,06	1,07	-
< 20	0,26	1,08	0,766	-0,003	1,05	0,731

Tabela 3

Coeficientes de correlação de Spearman entre os índices peso-para-comprimento e peso-para-idade e as covariáveis numéricas. Rio de Janeiro, RJ, 2005-2008.

Variável	Peso-para-comprimento		Peso-para-idade
	Coeficiente	p	Coeficiente	p
Peso ao nascer (gramas)	0,225	< 0,001	0,484	< 0,001
Escolaridade materna (anos)	-0,046	0,485	-0,010	0,875
Número de filhos < 5 anos	-0,001	0,990	-0,055	0,415
Rede (amigos e parentes)	-0,052	0,428	0,002	0,970

As associações brutas e ajustadas entre as variáveis de exposição e o estado nutricional das crianças estão apresentadas na Tabela 4. Os transtornos mentais mais graves e a depressão estiveram associados a menores escores z médios de peso-para-comprimento (Tabela 4). Os filhos de mulheres com transtornos mentais mais graves tinham, em média, 0,37 escore z mais baixo quando comparados às crianças cujas mães não apresentavam este agravo (p = 0,026). Os filhos de mulheres com depressão apresentaram média de 0,67 escore z mais baixo em relação aos filhos de mães não deprimidas (p = 0,010). Não se observou associação estatisticamente significante entre TMC e peso-para-comprimento.

Tabela 4

Coeficientes de regressão linear brutos e ajustados para a associação entre os índices peso-para-comprimento e peso-para-idade e as variáveis centrais de exposição. Rio de Janeiro, 2005-2008.

Variável	Peso-para-comprimento				Peso-para-idade
	Bruto		Ajustado*		Bruto		Ajustado*
	coeficiente	p	coeficiente	p	coeficiente	p	coeficiente	p
TMC (GHQ-12 ≥ 3)	-0,080	0,585	-0,053	0,714	0,022	0,882	0,048	0,708
Transtornos mais graves (GHQ-12 ≥ 5)	-0,393	0,019	-0,368	0,026	-0,025	0,884	-0,014	0,928
Depressão (GHQ-12 ≥ 9)	-0,674	0,011	-0,667	0,010	-0,474	0,065	-0,463	0,041

* Modelo ajustado pela variável peso ao nascer.

Ao analisar o índice peso-para-idade, crianças cujas mães foram detectadas com depressão apresentaram, em média, 0,46 escore z menor em relação ao grupo de filhos de mulheres sem depressão (p = 0,041). As outras variáveis de exposição não apresentaram associação estatisticamente significante com este desfecho (Tabela 4).

DISCUSSÃO

Os resultados deste estudo mostraram que a saúde mental materna relacionou-se ao estado nutricional infantil aos seis meses de vida. Nos modelos ajustados foi encontrada associação entre menores escores z médios de peso-para-comprimento e as variáveis de exposição, exceto TMC. Para o escore z médio de peso-para-idade, a associação foi observada apenas com a depressão materna.

A literatura corrobora os achados deste estudo, pois vem indicando maior risco de desnutrição infantil nos primeiros seis meses de vida entre filhos de mulheres com depressão pós-parto , , . Recente estudo longitudinal de Bangladesh encontrou a depressão entre dois e três meses pós-parto como fator de risco para déficit de peso entre seis e oito meses de vida, e a depressão gestacional, para déficit de comprimento-para-idade entre dois e três meses, e entre seis e oito meses de vida .

Metanálise de 17 estudos sobre saúde mental materna e crescimento infantil verificou que há maior chance de déficits de peso e de comprimento-para-idade entre filhos de mulheres com depressão ou sintomas depressivos e ansiosos se comparados aos filhos de mulheres não deprimidas . O efeito sobre esses déficits nutricionais teve maior magnitude nas análises que usaram o diagnóstico de depressão . Os autores também encontraram maior efeito quando avaliaram os estudos longitudinais, porém entre esses a exposição investigada foi a depressão pós-parto e o resultado para déficit de comprimento-para-idade não foi significativo .

No presente estudo se observou que o coeficiente da regressão aumenta conforme cresce a gravidade da exposição, isto é, a associação é mais forte entre os desfechos nutricionais com transtornos mais graves e, por conseguinte, com depressão. Como o gradiente biológico, ou efeito dose-resposta, é um critério relevante para inferir causalidade, os achados deste estudo, ainda que de natureza seccional, reforçam a hipótese de existência de efeito causal entre saúde mental materna e desnutrição infantil. Neste contexto, o efeito da exposição poderia ocorrer apenas a partir de um certo limiar que, no caso deste estudo, se daria a partir da presença de transtornos mentais mais graves. Nesse sentido, o nível de exposição no qual se classifica os TMC estaria abaixo do limiar de exposição, o que poderia justificar a não associação com os desfechos estudados.

Na literatura ainda não há consenso sobre a associação entre TMC materno e déficit nutricional. Enquanto alguns achados verificam relação positiva entre os eventos , , , , outros observam associações não significativas ou nulas , , , . É possível que a presença de TMC em um único momento não seja suficiente para modificar os desfechos relacionados ao estado nutricional.

Recente coorte prospectiva do Vietnã avaliou TMC entre mães no último trimestre gestacional ou entre quatro e seis semanas pós-parto (linha de base) e, novamente, aos 15 meses pós-parto, juntamente com o comprimento-para-idade. Segundo os autores, TMC na linha de base não se associou ao crescimento linear, mas houve maior risco de TMC materno aos 15 meses pós-parto entre mulheres com TMC perinatal e, ainda, a persistência de TMC perinatal e 15 meses pós-parto associou inversamente ao comprimento-para-idade aos 15 meses .

Estudo caso-controle conduzido no Brasil encontrou cerca de duas vezes mais chance de déficit de peso-para-estatura em crianças com até seis anos cujas mães apresentassem TMC . Em contrapartida, Stewart et al. não verificaram associação entre presença de TMC no pós-parto e menores escores z médios para o índice peso-para-idade em crianças aos nove meses. Medhin et al. , em coorte da Etiópia com mais de mil participantes, não observaram efeito dos TMC no último trimestre gestacional, aos dois meses pós-parto, ou sua persistência entre esses dois momentos, sobre o déficit de peso ou o déficit de comprimento-para-idade aos seis e aos 12 meses de vida, nem mesmo na avaliação desses índices nutricionais de forma contínua.

Parte da heterogeneidade dos resultados entre os estudos pode ser explicada pela realização das investigações em momentos distintos do pós-parto ou ao método de mensuração dos transtornos mentais nessa fase. Adicionalmente, as divergências na literatura podem ocorrer devido a diferentes metodologias empregadas na escolha da variável de desfecho ou sua classificação ou ao uso de diferentes indicadores antropométricos. Em relação à classificação das variáveis de desfecho, por exemplo, alguns estudos aplicaram o ponto de corte de -2 escores z para detecção de déficit nutricional em crianças , , , enquanto outros atribuíram percentis ou médias de escores z , . Diante disso, a comparação entre os achados é limitada.

Os resultados dos estudos também variaram de acordo com o indicador utilizado para avaliar prejuízos no crescimento infantil, bem como o país no qual o estudo foi conduzido , , . Harpham et al. observaram associação entre TMC e déficit de comprimento-para-idade na Índia, mas não com déficit de peso-para-idade. O oposto ocorreu no Vietnã, com associação estatisticamente significante com o baixo peso-para-idade e sem associação com o comprimento-para-idade. Os autores não verificaram resultados significativos para Peru e Etiópia. Os mesmos resultados foram encontrados por Nguyen et al. ao avaliar as populações de Bangladesh, Vietnã e Etiópia. Segundo apontam alguns autores, as divergências nos resultados podem estar relacionadas com as diferenças culturais acerca das práticas alimentares e de cuidado com a criança entre os países estudados, bem como divergências socioeconômicas, tais como educação materna e segurança alimentar no domicílio , , .

Os potenciais mecanismos que explicariam a relação entre saúde mental materna e crescimento infantil ainda não são claros. Conjectura-se que problemas na saúde mental materna podem prejudicar a habilidade da mãe em prover cuidados adequados à criança, por meio de práticas inadequadas de higiene, oferta insuficiente de alimentos e menor vínculo com o filho, o que poderia comprometer o crescimento infantil . Mulheres com humor deprimido estão mais suscetíveis a ficar irritáveis e hostis com seus filhos e, nessas circunstâncias, podem negligenciar cuidados quando o bebê está com fome ou não consegue sugar adequadamente o leite materno, ou o controle higiênico sanitário na preparação da comida, o que pode levar à diarreia e, consequentemente, ao déficit nutricional , , .

Já foi observado que sintomas depressivos no pós-parto representam maior risco para interrupção precoce do aleitamento materno, o que reflete a incapacidade materna de prover cuidado com a alimentação , . Por sua vez, a interrupção do aleitamento materno prejudica a evolução do ganho de peso . Também foram relatadas menores diversidade na alimentação complementar, ingestão de energia, e frequência de refeições entre filhos de mulheres com sintomas depressivos e ansiosos , .

Outra via potencial para a relação entre saúde mental materna e desnutrição infantil poderia ocorrer pela prática inadequada de cuidados maternos com a saúde, tais como a prevenção de doenças e a busca por cuidado e serviços de saúde quando a criança está doente, levando ao adoecimento e à desnutrição infantil. Nguyen et al. mostraram que TMC materno está fortemente associado com diarreia e infecção respiratória aguda.

Apesar da hipótese sustentada de que os problemas psicológicos maternos possam induzir ao comprometimento do estado nutricional em crianças, ainda não há consenso sobre a temporalidade desta relação. O crescimento comprometido de crianças pode aumentar as preocupações maternas, fomentar sentimentos de inaptidão para o cuidado com a criança e levar ao incremento das pressões familiares, induzindo sentimentos de tensão e ansiedade, e mesmo a quadros depressivos mais graves , . Alguns estudos observaram que mães de crianças com problemas de saúde, baixo peso ao nascer e déficit de crescimento tinham maior risco de apresentar transtorno mental mais grave ou depressão no primeiro ano de vida da criança , , .

As diferenças verificadas na literatura reforçam a necessidade de mais investigações de caráter longitudinal no primeiro ano após o parto. Também se faz necessária a condução de investigações que focalizem os possíveis mecanismos que podem interferir nessas relações.

Quanto à opção por utilizar o GHQ-12 para detecção de transtornos mentais mais graves e depressão, ainda que seja amplamente aplicado para rastreamento dos TMC na literatura, recentemente alguns estudos vêm utilizando este instrumento para aferição de transtornos mais severos e depressão , , . Zubaran et al. verificaram correlação linear significante entre o GHQ-12 e as escalas largamente utilizadas para avaliar DPP (como a Postpartum Depression Screening Scale [PDSS] e a Edinburgh Postnatal Depression Scale [EPDS]), recomendando o uso de questionários de saúde geral para este agravo.

Nesta perspectiva, este estudo contribui para a discussão da determinação do processo de crescimento infantil e corrobora a hipótese de uma associação entre saúde mental materna e déficits nutricionais na infância.

Por fim, os resultados aqui expostos indicam a necessidade de incorporação da saúde mental em políticas e programas de atenção à saúde que incluam prevenção e tratamento de transtornos mentais, visando à melhoria da situação nutricional infantil. Em particular, recomenda-se que atenção mais cuidadosa seja oferecida na rotina dos serviços de saúde, tanto às mães de crianças com déficits nutricionais quanto aos filhos de mulheres com transtornos psicológicos. O uso de ferramentas acessíveis nos serviços de saúde para o reconhecimento de problemas psicológicos após o parto vem sendo recomendado . Uma abordagem simples seria a inclusão de questionários de rastreamento, como o GHQ-12, e capacitação das equipes, com o objetivo de ampliar a detecção dessa população nas rotinas de atendimento.