Feeding practices of low birth weight Brazilian infants and associated factors.

OBJECTIVE: To characterize complementary feeding and to analyze the influence of individual and contextual factors on dietary practices of low birth weight infants.
METHODS: This cross-sectional study included 2,370 low birth weight infants aged 6 to 12 months included in the Breastfeeding Prevalence Survey in Brazilian Municipalities (2008), which covered the 26 state capitals, the Federal District and 37 municipalities. Dietary practices were assessed using two indicators: I) dietary diversity, characterized by the consumption of five food groups: meat, beans, vegetables, fruit and milk; II) consumption of ultra-processed foods, characterized by the ingestion of at least one of the following foods on the day prior to the survey: soda, or processed juice, or cookie, cracker and crisps. The covariates of interest were the socioeconomic characteristics of infants, mothers and health services. The contextual factor was the "municipal prevalence of child undernutrition." The individualized effect of the study factors on outcomes was assessed by multilevel Poisson regression.
RESULTS: Approximately 59% of infants consumed ultra-processed foods, while 29% had diverse feeding. Mothers living in municipalities with child undernutrition prevalence below 10%, with higher education and working outside the home were more likely to offer dietary diversity. Consumption of ultra-processed foods was higher among infants living in municipalities with child undernutrition prevalence below 10%, whose mothers were younger and multiparous.
CONCLUSIONS: The low prevalence of diverse feeding combined with the high prevalence of ultra-processed food consumption characterizes the low quality of feeding of low birth weight Brazilian infants. Individual and contextual factors impact the feeding quality of this population, suggesting the need for effective strategies to increase the consumption of fresh and minimally processed foods and decrease the consumption of ultra-processed foods by this vulnerable population.

INTRODUCTION

Low birth weight (LBW, < 2,500 g) is considered a major global public health problem because it is associated with high morbidity and mortality, risk of poor growth and specific deficiencies, as well as rapid weight gain, cognitive problems and behavioral changes throughout life[1]. Despite major advances in prenatal care in recent years, its prevalence has remained close to 8% since 2000 in Brazil, and the worldwide incidence has remained at 15% between 2008 and 2012[a].

LBW occurs as a consequence of prematurity (gestational age less than 37 weeks), intrauterine growth restriction (IUGR) or the combination of both, being mainly related to conditions of poverty, undernutrition and insufficient diet[2 , 3]. When combined with IUGR, LBW makes children very vulnerable to nutritional deficiencies, of both shortage and excess. Epidemiological and clinical studies in children small for gestational age have found a strong association between disorders occurring in the fetal life (nutrient scarcity) or in the early stages of extrauterine life (rapid nutritional recovery early in the postnatal life) and the onset of chronic noncommunicable diseases (CNCD) throughout life, such as obesity, hypertension, cardiovascular disease, insulin resistance, and type 2 diabetes[4 - 6].

Although there is no consensus on the nutritional needs of LBW infants, it is known that once they reach full feeding and have adequate weight gain for hospital discharge, nutritional recommendations and health monitoring become similar to those for the general population. Thus, it is assumed that, during the first two years of life, children with LBW are exposed to the same feeding and nutrition situation of children under two years of the general Brazilian population, in a scenario marked by: early introduction of complementary feeding (CF)[7], low consumption of appropriate meals in consistency and texture for age, and high consumption of ultra-processed foods (UPF)[7]. These foods are ready-to-eat industrial formulations made entirely or mostly of substances extracted from foods (oils, fats, sugar, proteins), derived from food constituents (hydrogenated fats, modified starch) or synthesized in the laboratory based on organic materials (colorants, flavorings, flavor enhancers and other additives used to alter sensory properties)[8], for example, soft drinks and other sweetened beverages, stuffed cookies, crisps, instant noodles, ice cream, treats, sugary breakfast cereals, cereal bars, sausages, hamburgers (not handmade) and loaves, hamburger and hot dog buns, among others.

Promoting adequate and healthy complementary feeding has numerous benefits because: it is considered the third most effective action with the potential to prevent 6% of all under-five deaths worldwide[9]; is associated with the establishment of healthy eating habits, which are reflected in childhood[10 , 11]and adulthood[12]; is among the modifiable risk factors for obesity in children[13]; helps children reach their developmental potential and become healthy adults with greater intellectual and productive capacity[14]; favors sustainable economic development and poverty reduction of a nation[15].

Thus, it is essential to monitor whether the feeding of LBW children meets their nutritional needs and reduces the risk of chronic disease. From this perspective, the first survey called Breastfeeding Prevalence Survey (BPS) in the Brazilian Capitals and Federal District[16]wasconducted in 1999 during the national vaccination campaign and, in 2008, BPS II[7], justified by the need for an analysis of the evolution of eating practices of children under 1 year, in view of the various actions developed within the national policy. However, to date there is no knowledge about these eating practices in the population of low birth weight infants. These data are also scarce in the international literature.

In order to differentiate this study from the others, we defined a study population rather than a variable, highlighting the originality centered on the emphasis on LBW rather than conducting yet another “LBW versus non-LBW” prevalence study. Thus, it was possible to explore the profile and differentials of this vulnerable population, emphasizing its importance. Given the double burden of nutritional risks to which LBW Brazilian children are exposed, the heterogeneity of income and education in Brazil, the need for monitoring this population, and the availability of BPS II data, the present study had as its main objective to characterize the CF of low birth weight Brazilian infants aged from six months and 0 days to 11 months and 29 days (i.e. from complete six months to incomplete twelve months) and to analyze the influence of individual and contextual factors on eating practices related to dietary diversity and consumption of ultra-processed foods. The results may be useful and contribute significantly to the improvement of public policies aimed at improving child feeding in this group.

METHODS

This cross-sectional study is part of the BPS in Brazilian Municipalities (2008) conducted in 26 Brazilian state capitals, the Federal District, and 37 other municipalities with a population of children under one year of age exceeding 4 thousand, to assess the breastfeeding and CF situation in the country. Data were obtained during the 2008 National Vaccination Campaign using a closed questionnaire that included questions on the sociodemographic characteristics of mothers or guardians and children, as well as on the consumption of breast milk, other types of milk and other foods on the day before the survey. Details on sample size calculation and data collection can be found elsewhere[7 , 17].

The present study included 2,370 infants born underweight and aged six months and 0 days to 11 months and 29 days (due to the recommendation of exclusive breastfeeding up to six months) living in 64 Brazilian municipalities. The population definition of this article can be found in the appendix ( Figure 1 ).

Figure 1

Flowchart representing the population definitions of this study.

BW: birth weight

Because it is research conducted with complex probabilistic sampling, specific procedures were used for its analysis. Due to population differences across the municipalities studied, each level corresponded to a different sample fraction, represented by the estimated sample size on the number of children to be vaccinated. The inverse of this fraction was applied as children’s weight in each municipality[7].

We evaluated two dimensions of interest in the feeding of vulnerable populations: i) the fraction composed of non- or minimally processed foods, which is positively related to nutritional adequacy (positive dimension); ii) the fraction composed by UPF, which is positively related to high energy density, excess free sugar and saturated and trans fat, and protein and micronutrient inadequacy (negative dimension).

To assess dietary diversity we used an indicator adapted to that proposed by the World Health Organization (WHO)[18]. In the present study, diversity was characterized as the consumption of five food groups in the last 24 hours: meat, beans, vegetables, fruits and milk (breast or other), as proposed in other studies[19 , 20].

UPF consumption assessment was based on the NOVA classification, which categorizes foods according to the extent and purpose of their processing[21], and on the set of foods considered ultra-processed in the BPS questionnaire: soda, processed juice and crackers, cookies and crisps.

Thus, the outcomes of the present study were: i) “dietary diversity,” defined as the consumption of five food groups at least once on the day prior to the survey, and ii) “consumption of UPF,” when the infant consumed at least one of the foods mentioned above on the day prior to the survey. Both dependent variables were dichotomized into 0 (no) and 1 (yes).

The covariates of interest corresponded to the socioeconomic characteristics (represented by the proxy maternal education in years of schooling: ≤ 8, 9|–12, ≥ 12), to the infants characteristics (age: 6|–7 months, 7|–8 months, 8|–9 months, 9|–10 months, 10|–11 months, 11|–12 months; sex: male, female), to the mothers characteristics (age range: < 20, 20|–35, ≥ 35; working outside: no, yes, parity: primiparous, multiparous) and to the health services (outpatient follow-up: private or insurance plan, public network; type of delivery: vaginal, cesarean section). The first contextual factor studied regarding the municipality was the municipal prevalence of child undernutrition (≥ 10%, < 10%), a variable used as a proxy for poverty and estimated by Benicio et al.[22]from data from the 2006 National Demographic and Health Survey (NDHS) and the 2000 Demographic Census sample. Child undernutrition was measured by the height deficit for age below -2 Z-scores of the 2006 WHO growth pattern. Estimates of child undernutrition prevalence were produced for each of the 5,507 Brazilian municipalities in 2000. The method used to obtain these estimates was based on the development of individual statistical prediction models using multilevel analysis based on the 2006 NDHS, with inclusion of predictive variables measured similarly in both surveys. Prevalence was then estimated by the average individual probability of children living in each municipality studied by the 2000 Census sample. The second contextual factor was the municipality’s human development index (HDI), used as a direct indicator to refer to the socioeconomic status of the 64 municipalities studied in 2010[b], stratified in ascending order of classification: low (0.500–0.599) + medium (0.600–0.699), high (0.700–0.799), and very high (> 0.800).

The conceptual model used is depicted in Figure 2 . It shows that the hierarchical modeling strategy was used to include the individual variables in the model. In this strategy, the hierarchy of the independent variables is established in a conceptual framework, and the choice of criteria to select them requires knowledge about temporal precedence and biological and social determinants, rather than considering only the statistical aspect. Hierarchization was maintained throughout the analysis, allowing the selection of the variables most strongly associated with the outcomes of interest[23].

Figure 2

Conceptual framework for investigating individual and contextual factors of dietary diversity and ultra-processed foods consumption.

HDI: human development index

The association between the independent variables and the outcomes was initially evaluated using Poisson regression adjusted only for infant age. Thus, we selected those that could influence the outcomes. The effect of these, free of confusion generated by the others, was evaluated by multilevel Poisson regression, used according to the hierarchical organization of the population in relation to socioeconomic, infant, maternal and health service (Level 1) characteristics, considering the context (Level 2) and the existence of intragroup correlation.

The final model retained as adjustment variables only those with p <0.15 in the analysis adjusted for infant age. The selection of the variables that made up the final model followed the backward selection process: in the first stage of the modeling, the contextual variables adjusted for infant age and sex for both outcomes (Level 2) were included; in the following three stages, those related to socioeconomic (Block 1) or maternal (Block 2) and health services (Block 3) characteristics, all of them Level 1. Covariates with more than two categories were introduced into the model as ordinal qualitative variables to estimate the linear trend p-value. Prevalence ratio (PR) values and their respective confidence intervals (95%CI) were presented. The association between study factor and outcome was considered significant when p < 0.05. Evaluation of the fit quality of the multilevel model was verified by the -2loglikelihood test. All analyses were performed using Stata/SE 14.1 software.

This project was approved by the Research Ethics Committee of the Faculdade de Saúde Pública of Universidade de São Paulo, under opinion number 58147216.1.0000.5421.

RESULTS

Table 1 shows the sample and feeding characteristics of the infants studied. The median infant age was 8.9 months and birth weight 2,230 g, with 72% born weighing between 2,000 and 2,499 g. About 67% of the mothers were between 20 and 35 years old, 71% were not working outside the home and 54% were primiparous. The public network was the main outpatient follow-up (61.9%) and cesarean section was the most prevalent type of delivery (55.3%). Approximately 85% of infants lived in municipalities with child undernutrition prevalence below 10%, and 53% in municipalities with a high HDI. The prevalence of breastfeeding on the day before the survey was 54.5%. Regarding fluid consumption on the day before the survey, the highest prevalence found was for water (89.2%), followed by breast milk, non-breast milk or porridge (80.9%), some other type of non-breast milk (71.5%), and natural juice (70.8%). Thus, the probability of the infant receiving breast milk was lower than that found for other milks and porridge. Regarding the consumption of semi-solid foods on the day before the survey, there was a higher prevalence of vegetables (93.5%), followed by meat (77.7%), fruit (74.1%) and beans (67.3%). Regarding dietary practices, despite the high consumption of the main meal at lunch and/or dinner (84.5%), there was high consumption of UPF (58.9%), and only 28.5% of the study population received the five food groups at least once in the last 24 hours.

Table 1

Sample and feeding characteristics of low birth weight infants aged 6 to 11 months and 29 days. Breastfeeding Prevalence Survey in Brazilian Municipalities, 2008 (n = 2,370).

Caracteristics of sample	Ntotal or mediana	% by category or interquartile intervalb
LEVEL 1. Infants, maternal, socioeconomic and health service characteristic
Block 1 – Socioeconomic characteristic
Maternal education (years)
≤ 8	831	40.4
9–12	890	47.1
≥ 12	248	12.5
Block 2 – Infants and maternal characteristics
Sex
Male	1,079	43.7
Female	1,291	56.3
Age of infants (months)	8,9a	7.3–10.5b
Birth weight (g)	2,230a	1.960–2.380b
< 1,500	250	11.8
1,500–1,999	380	16.2
2,000–2,499	1,740	72.0
Maternal age range (years)
< 20	384	18.1
20–35	1,339	66.9
≥ 35	259	15.0
Maternal work
Does not work outside home	1,381	70.7
Works outside home	514	29.4
Parity
Primiparous	1,058	54.4
Multiparous	886	45.6
Block 3 – Health Services
Outpatient follow-up location
Private service or insurance plan	658	38.1
Public network	1,292	61.9
Type of delivery
Normal	1,092	44.7
Cesarean	1,256	55.3
LEVEL 2. Contextual factors
Municipal prevalence of child undernutritionc (%)
≥ 10	416	14.6
< 10	1,954	85.4
Municipality HDI
Low (0.500–0.599) + Medium (0.600–0.699)	307	3.8
High (0.700–0.799)	1,593	53.2
Very high (> 0.800)	470	43.0
General feeding characteristics	N	Yes (%)
Received breastfeeding the previous dayd	1,317	54.5
Consumption of liquids the day before
Water	2,135	89.2
Tea	507	21.5
Natural juice	1,579	70.8
Non-breast milk	1,700	71.5
Milke	1944	80.9
Coffee	183	7.4
Soda	182	8.1
Industrialized juice	300	11.9
Consumption of semisolid foods the day before
Meat	1,465	77.7
Bean	1,368	67.3
Vegetables	1,788	93.5
Fruits	1,675	74.1
Porridge	1,262	49.3
Sweetened preparationsf	1,192	49.2
Crackers or crisps	1,341	53.9
Main meal (lunch and/or dinner)	1,936	84.5
Feeding quality
Ultra-processed foodsg	1,439	58.9
Dietary diversityh	715	28.5

HDI: human development index

a Median

b Interquartile range

c Estimated from the 2006 National Demographic and Health Survey data.

d If the LBW infant aged 6 months and 0 days to 11 months and 29 days received breastfeeding on the day before the survey.

e Consumption of breast milk, other types of milk or porridge.

f Foods sweetened with sugar, honey, molasses or sweetener.

g Consumption of any of the following foods: soda, ultra-processed juice and cookies, crackers or crisps.

h Consumption of five food groups in the last 24 hours: meat, beans, vegetables, fruits and milk (breast or other).

Table 2 shows the results of the analysis adjusted only for infant age for both outcomes. Regarding dietary diversity, its prevalence was higher among infants whose mothers had 12 or more years of schooling and did not work outside the home. The same was true for those living in municipalities with child undernutrition prevalence below 10%. Ultra-processed foods were most consumed by infants whose mothers had between 9 and 12 years of schooling, were under 20 years of age, were multiparous and lived in municipalities with a prevalence of child undernutrition below 10%.

Table 2

Factors associated with dietary diversity and consumption of ultra-processed foods and their prevalence ratios (PR) adjusted by the age of infants with low birth weight aged 6 to 11 months and 29 days. Breastfeeding Prevalence Survey in Brazilian Municipalities, 2008.

Variable	Dietary diversity					Ultra-processed foods
	Chi-square test			Poisson Regression		Chi-square test			Poisson Regression
	Ntotal	Yes (%)	p	PRa (95%CI)	p	Ntotal	Yes (%)	p	PRa (95%CI)	p
LEVEL 1. Infants, maternal, socioeconomic and health service characteristics
Block 1 – Socioeconomic characteristic
Maternal education (years)
≤ 8	831	25.9	0.003	1		829	62.6	0.064	1
9–12	890	27.2		1.05 (0.92–1.21)	0,001 b	887	59.2		0.95 (0.88–1.03)	0.046 b
≥ 12	248	37.5		1.49 (1.25–1.78)		246	52.3		0.85 (0.72–1.01)
Block 2 – Infants and maternal characteristics
Sex
Male	1,078	24.2	0.114	1		1,073	56.9	0.218	1
Female	1,291	31.9		1.27 (0.93–1.73)	0,128	1,288	60.6		1.04 (0.95–1.14)	0.425
Maternal age range (years)
< 20	384	25.8		1		383	61.4		1
20–35	1,339	27.8	0.651	1.05 (0.88–1.24)	0,526b	1,333	60.6	0.190	0.98 (0.90–1.08)	0.047b
≥ 35	259	30.3		1.13 (0.77–1.66)		259	54.6		0.86 (0.74–1.00)
Maternal work
Does not work outside home	1,381	25.0	< 0.001	1		1,377	59.3	0.320	1
Works outside home	514	35.5		1.42 (1.25–1.61)	< 0,001	511	61.5		1.03 (0.96–1.11)	0.450
Parity
Primiparous	1,058	28.0	0.847	1		1,055	57.4	0.007	1
Multiparous	886	27.5		1.00 (0.84–1.18)	0,967	883	63.6		1.11 (1.02–1.22)	0.016
Block 3 – Health services
Outpatient follow-up location
Private service or insurance plan	658	29.5	0.923	1		656	55.9	0.290	1
Public network	1,291	29.8		1.05 (0.77–1.43)	0,736	1,285	61.4		1.14 (1.00–1.30)	0.052
Type of delivery
Normal	1,092	26.3	0.037	1		1,090	59.9	0.342	1
Cesarean	1,256	30.5		1.15 (0.99–1.33)	0,067	1,250	58.1		0.96 (0.89–1.03)	0.249
LEVEL 2. Contextual factors
Municipal prevalence of child undernutrition (%)
≥ 10	416	16.7	< 0.001	1		414	50.0	0.005	1
< 10	1,953	30.6		1.66 (1.23–2.23)	0,001	1,947	60.5		1.17 (1.04–1.31)	0.011
Municipality HDI
Low (0.500–0.599) + Medium (0.600–0.699)	307	24.7		1		304	64.9		1
High (0.700–0.799)	1,592	27.4	0.548	1.13 (0.83–1.54)	0,641b	1,588	56.4	0.280	0.87 (0.80–0.94)	0.604b
Very high (> 0.800)	470	30.2		1.19 (0.79–1.80)		469	61.5		0.93 (0.78–1.11)

HDI: human development index

a PR values adjusted for infants’ age.

b p of linear trend.

p of linear trend of infant age (in months) for diversified diet and ultra-processed foods: <0.001.

P values < 0.15 shown in bold

Tables 3 and 4 show the results of the multilevel analysis for the outcomes dietary diversity and UPF consumption, respectively. Even after adjusting for other variables, dietary diversity was more prevalent in LBW infants whose mothers had 12 years or more of schooling (PR = 1.35; 95%CI 1.16–1.58), worked outside the home (PR = 1.28; 95%CI 1.11–1.48) and lived in municipalities with a prevalence of child undernutrition below 10% (PR = 1.66; 95%CI 1.23–2.24). UPF showed results similar to those of the “crude” analysis: the prevalence of consumption was higher among infants whose mothers were under 20 years old (PR = 1.31; 95%CI 1.12–1.52), were multiparous (PR = 1.17; 95%CI 1.03–1.30) and lived in municipalities with a prevalence of child undernutrition below 10% (PR = 1.17; 95%CI 1.04–1.31).

Table 3

Individual factors and contextual factor of dietary diversity and adjusted prevalence ratios (PR) of low birth weight infants aged 6 to 11 months and 29 days in 64 Brazilian municipalities. Breastfeeding Prevalence Survey in Brazilian municipalities, 2008.

Variable	Template 0 (n = 2,369)	Template 1 (n = 2,369)	Template 2 (n = 1,877)	Template 3 (n=1,866)
	PR (95%CI)	PR (95%CI)	PR (95%CI)	PR (95%CI)
Fixed Effects – Constant	0.07 (0.04–0.13)	0.05 (0.03–0.08)	0.03 (0.02–0.06)	0.03 (0.01–0.06)
LEVEL 1. Infants, maternal, socioeconomic and health service characteristic
Block 1 – Socioeconomic characteristics
Maternal education (year)
≤ 8			1	1
9–12			0.99 (0.86–1.13)	0.99 (0.87–1.14)
≥ 12			1.37 (1.18–1.60)	1.35 (1.16–1.58)
p			0.005*	0.007*
Block 2 – Maternal characteristic
Maternal work
Does not work outside home			1	1
Works outside home			1.29 (1.12–1.49)	1.28 (1.11–1.48)
p			0.001	0.001
Block 3 – Health services
Type of delivery
Normal				1
Cesarean				1.08 (0.94–1.24)
p				0.266
LEVEL 2. Contextual factor
Municipal prevalence of child undernutrition (%)
≥ 10		1	1	1
< 10		1.66 (1.23–2.24)	1.68 (1.25–2.25)	1.66 (1.23–2.24)
p		0.001	0.001	0.001
Random Effect – Municipalities – Constant	0.03 (0.01–0.11)	0.01 (0.0005–0.18)	1.92e-32 (3.37e-36–1.10e-28)	3.20e-34 (1.87e-38–5.46e-30)
Variance (-2loglikelihood)	3,038.2424	3,013.0438	2,310.959	2,295.2214

Template 0: Age + sex of infants

Template 1: Template 0 + municipal prevalence of child undernutrition

Template 2: Template 1 + maternal education and work

Template 3: Template 2 + type of delivery

* p of linear trend

P values < 0.05 shown in bold

Table 4

Individual factors and contextual factor of ultra-processed food intake and adjusted prevalence ratios (PR) of low birth weight infants aged 6 to 11 months and 29 days in 64 Brazilian municipalities. Breastfeeding Prevalence Survey in Brazilian Municipalities, 2008.

Variable	Template 0 (n = 2,361)	Template 1 (n = 2,361)	Template 2 (n = 1,915)	Template 3 (n = 1,564)
	PR (95%CI)	PR (95%CI)	PR (95%CI)	PR (95%CI)
Fixed Effects – Constant	0.33 (0.27–0.39)	0.29 (0.24–0.34)	0.20 (0.17–0.24)	0.19 (0.15–0.24)
LEVEL 1. Infants, maternal, socioeconomic and health services characteristics
Block 1 – Socioeconomic characteristic
Maternal education (years)
≥ 12			1	1
9–12			1.06 (0.89–1.26)	1.09 (0.88–1.34)
≤ 8			1.10 (0.89–1.36)	1.04 (0.82–1.32)
p			0.358*	0.974
Block 2 – Maternal characteristics
Maternal age range (years)
≥ 35			1	1
20–35			1.19 (1.09–1.29)	1.17 (1.06–1.30)
< 20			1.30 (1.15–1.46)	1.31 (1.12–1.52)
p			< 0.001*	0.001
Parity
Primiparous			1	1
Multiparous			1.16 (1.03–1.30)	1.17 (1.04–1.31)
p			0.012	0.009
Block 3 – Health services
Outpatient follow-up location
Private service or insurance plan				1
Public network				1.06 (0.94–1.21)
p				0.345
LEVEL 2. Contextual factor
Municipal prevalence of child undernutrition (%)
≥ 10		1	1	1
< 10		1.17 (1.04–1.31)	1.26 (1.13–1.42)	1.25 (1.08–1.44)
p		0.011	< 0.000	0.003
Random Effect – Municipalities – Constant	7.73e-36 (3.92e-36–1.53e-35)	6.69e-35 (8.28e-36–5.41e-34)	1.03e-35 (5.23e-36–2.05e-35)	3.90e-34 (1.84e-35–8.29e-33)
Variance (-2loglikelihood)	4,193.0474	4,191.4236	3,385.5084	2,758.0814

Template 0: Age + sex of infants

Template 1: Template 0 + municipal prevalence of child undernutrition

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Template 3: Template 2 + outpatient follow-up location

* p of linear trend

P values < 0.05 shown in bold

DISCUSSION

This study presents, in an unprecedented way, the complementary feeding of LBW Brazilian children, evaluated by indicators of two major dimensions of interest in the feeding of vulnerable populations: the positive dimension, related to dietary diversity, and the negative dimension, related to consumption of UPF. Only 28.5% of the LBW infants in the 64 municipalities studied consumed the five food groups on the day before the survey, with dietary diversity below the recommended. More than half of infants (58.9%) consumed UPF, a practice considered inappropriate not only because of the negative nutritional profile of these foods, but also because they usually replace non- or minimally processed foods. The low prevalence of a diverse diet coupled with the high prevalence of UPF consumption characterizes the low quality of LBW Brazilian infants’ diet. Although more than half of infants were breastfed between 6 and 12 months, a rate higher than the national average, complementary feeding contradicts recommendations, increasing the risk of obesity and future chronic diseases.

The health harms indicated by these findings are numerous. UPF have high energy density (high concentration of sugar and saturated and trans fat) and low density of proteins, fibers and most micronutrients, including zinc[24], and are nutritionally inadequate for infants – especially those born with low weight, for their increased nutritional needs. Due to the small gastric capacity of infants, UPF eventually replace appropriate foods and age-appropriate culinary preparations, causing a decrease in dietary diversity. By stimulating excessive consumption, UPF impact negatively the hunger-satiety self-regulation mechanism, which can be extremely harmful for breastfed infants. In addition, the safety of CF is compromised with the offer of UPF due to the presence of additives in these foods. Finally, due to the importance of the infant’s familiarization with a healthy eating environment in this crucial phase of habit formation, exposure to UPF can have deleterious effects in the short and long term.

Considering the similarity of the methodology used, the prevalence of dietary diversity (28.5%) among LBW infants in these municipalities was less favorable than the results found in the cross-sectional study conducted in Barra Mansa (RJ) on the day of the National Vaccination Campaign in 2006, with children from the general population. The study showed that 35.5% of the children received diversified food in the second semester of life[20].

The high consumption of UPF (58.9%) in the studied population seems to accompany the important changes observed in the eating habits of the Brazilian population in recent decades, marked by decreased consumption of traditional foods such as rice and beans and increased consumption of UPF[24].Soft drinks, ultra-processed juices, cookies and ready-to-eat crisps, among others, are present in high frequency in the feeding of children under two years of age[7 , 17 , 25 , 26], and those born with low weight seem not to be protected from the problem.

The analysis of factors associated with dietary diversity showed that maternal education and work and infant’s region of residence (with a higher or lower prevalence of child undernutrition) determine whether or not LBW children have access to healthy eating. LBW infants’ food intake also varied according to the socioeconomic status of the families. LBW infants whose mothers had eight years or less of schooling and did not work outside the home had lower dietary diversity. The negative association between maternal education and diet quality, characterized by high UPF consumption and low diet adequacy[27], as well as between maternal work and inappropriate eating practices, is consistent with findings in countries in Africa, Asia and Latin America, including Brazil[28].

Maternal education lost statistical significance in the multiple analysis for UPF consumption. However, Saldiva et al.[17]found that, in Brazil, children living in the capitals whose mothers had no education were two to three times more likely to consume ultra-processed juices, soft drinks and sweetened foods than children of mothers with higher education.

Regarding maternal age, other studies have also found an association between young mothers and the provision of foods not recommended for infants younger than one year, such as industrialized foods, as a substitute for culinary preparations[29]. This speaks in favor of other factors influencing the maternal choice of offering ready-made or ready-to-eat foods, such as low maternal confidence in her own culinary skills or lack of interest in acquiring them because they are unaware of the importance of this practice for health, and offering their children a diet similar to their own, as observed by Robinson et al.[31]when studying the behavior of teenage mothers, an age group that tends to be the largest consumer of UPF[32].

UPF consumption was more prevalent among infants born to multiparous women. Studies have found a positive dose-response relationship regarding increased unhealthy eating scores with infant birth order, increased parity, and higher number of siblings[29]. Possibly, this result is explained by the fact that the priorities and dietary needs of older children compete with those of younger ones[31], and the presence of older children at home reduces the likelihood of preparing a specific feeding for the infant[29].

Despite the effect of individual variables, the contextual variable referring to 10% or higher prevalence of childhood undernutrition was associated with poorer quality of food in both domains: dietary diversity and UPF consumption. This confirms the important influence of the families’ socioeconomic context on the quality of infant feeding. Municipalities with low socioeconomic conditions, which are concentrated in the North and Northeast, should be a priority in the public policy agenda regarding the direction of educational nutritional actions on food consumption in the first year of life. In addition, the adoption of regulatory measures on the relative price of food, such as taxation of high energy density foods and reduction of the price of fresh or minimally processed foods, such as fruits and vegetables[33 , 34], would contribute positively to change the feeding of infants living in these places.

Among the limitations of the present study, we highlight the fact that information on infant feeding refers only to the day before the survey, making it impossible to assess the usual food intake. However, the use of a single reminder does not diminish the validity of the study, as the aim was to do group evaluation. Another limitation is the lack of information on gestational age to assess prematurity; however, sensitivity analysis was performed for both outcomes, including only infants born weighing between 2,000 g and 2,499 g and older than six months, with results similar to the total population weighing less than 2,500 g. The similarity of magnitude for the three birth weight strata allowed the inclusion of all infants with LBW in the sample, indicating that they did not differ statistically from preterm infants. In addition, the dietary diversity indicator based on the previous day’s consumption may have led to an underestimation or overestimation of the individuals’ classification and possibly an underestimation of the association between sociodemographic determinants and dietary diversity. Finally, there is a lack of data to quantify the percentage participation of UPF in the total energy intake. On the other hand, research during vaccination campaigns makes it possible to obtain information in a short period and at low cost, and the use of multilevel analysis allows to obtain estimates that take into account the hierarchical level of data and intragroup correlation. It is also noteworthy that BPS is the last epidemiological study of population representativeness conducted in Brazil that allows to evaluate the food intake of LBW infants under one year.

In the Brazilian context, this is the first study to analyze factors associated with the feeding quality of LBW infants, taking into account both dietary diversity and exposure to UPF. Our findings indicate that individual and contextual factors impact the food quality of this vulnerable population, suggesting the need for effective strategies to increase the consumption of fresh or minimally processed foods and reduce the consumption of ultra-processed foods. In addition, monitoring these practices is important to identify the impact of public policies aimed at healthy CF and for at-risk groups to receive more attention from health services.

INTRODUÇÃO

O baixo peso ao nascer (BPN, < 2.500 g) é considerado um importante problema de saúde pública global por estar associado a um alto índice de morbimortalidade, risco de crescimento inadequado e carências específicas, bem como ganho de peso rápido, além de problemas cognitivos e comportamentais ao longo da vida[1]. Apesar dos grandes avanços no cuidado pré-natal nos últimos anos, sua prevalência se mantém próxima a 8% desde o ano 2000 no Brasil, e a incidência mundial se manteve em 15% entre 2008–2012[a].

O BPN ocorre como consequência da prematuridade (idade gestacional inferior a 37 semanas), da restrição de crescimento intrauterino (RCIU) ou da associação de ambas, estando relacionado, principalmente, a condições de pobreza, má nutrição e alimentação insuficiente[2 , 3]. Quando associado ao RCIU, o BPN torna as crianças muito vulneráveis a desvios nutricionais, tanto de escassez quanto de excesso. Estudos epidemiológicos e clínicos em crianças pequenas para a idade gestacional observaram uma forte associação entre agravos ocorridos na vida fetal (escassez de nutrientes) ou nas fases iniciais da vida extrauterina (recuperação nutricional rápida em fase precoce da vida pós-natal) e o surgimento de doenças crônicas não transmissíveis (DCNT) ao longo da vida, tais como obesidade, hipertensão, doença cardiovascular, resistência à insulina e diabetes tipo 2[4].

Embora não haja consenso sobre as necessidades nutricionais dos lactentes que nascem com baixo peso, sabe-se que, uma vez que alcancem a alimentação completa e apresentem ganho de peso adequado para alta hospitalar, as recomendações nutricionais e o acompanhamento de saúde tornam-se semelhantes aos da população geral. Assim, pressupõe-se que, durante os primeiros dois anos de vida, as crianças com BPN estão expostas à mesma situação de alimentação e nutrição dos menores de dois anos da população geral brasileira, num cenário marcado por: introdução precoce da alimentação complementar (AC)[7], baixo consumo de refeições apropriadas em consistência e textura para a idade e elevado consumo de alimentos ultraprocessados (AUP)[7]. Esses alimentos são formulações industriais prontas para o consumo, feitas inteiramente ou majoritariamente de substâncias extraídas de alimentos (óleos, gorduras, açúcar, proteínas), derivadas de constituintes de alimentos (gorduras hidrogenadas, amido modificado) ou sintetizadas em laboratório com base em matérias orgânicas (corantes, aromatizantes, realçadores de sabor e outros aditivos usados para alterar propriedades sensoriais)[8], por exemplo, refrigerantes e outras bebidas adoçadas, biscoitos recheados, salgadinhos, macarrão instantâneo, sorvetes, guloseimas, cereais matinais açucarados, barras de cereal, embutidos, salsichas, hambúrgueres (não artesanais) e pães de forma, de hambúrguer, de cachorro-quente, entre outros.

A promoção da alimentação complementar adequada e saudável tem inúmeros benefícios: é considerada a terceira ação mais efetiva com potencial de prevenir 6% de todas as mortes de menores de cinco anos no mundo[9]; está associada ao estabelecimento de hábitos alimentares saudáveis, que se refletem na infância[10 , 11]e na vida adulta[12]; está entre os fatores de risco modificáveis para a obesidade em crianças[13]; contribui para que as crianças alcancem seu potencial de desenvolvimento e se tornem adultos saudáveis, com maior capacidade intelectual e produtiva[14]; favorece o desenvolvimento econômico sustentável e a redução da pobreza de uma nação[15].

Assim, é essencial monitorar se a alimentação das crianças com BPN atende às suas necessidades nutricionais e reduz o risco de doenças crônicas. Nessa perspectiva, em 1999 realizou-se o primeiro inquérito denominado Pesquisa de Prevalência de Aleitamento Materno (PPAM) nas Capitais Brasileiras e Distrito Federal[16]durante a campanha nacional de vacinação e, em 2008, a II PPAM[7], justificada pelos gestores pela necessidade de uma análise da evolução das práticas alimentares de crianças menores de 1 ano, tendo em vista as diversas ações desenvolvidas no âmbito da política nacional. Porém, até o momento não há conhecimento sobre essas práticas alimentares entre a população de lactentes nascidos com baixo peso. Esses dados também são escassos na literatura internacional.

Visando diferenciar esse estudo dos demais, definiu-se uma população de estudo e não uma variável, destacando a originalidade centrada na ênfase ao BPN em vez de conduzir mais um trabalho de prevalência “BPN versus não BPN”. Dessa forma, foi possível explorar o perfil e os diferenciais dessa população vulnerável, ressaltando sua importância. Tendo em vista a dupla carga de riscos nutricionais a que as crianças brasileiras com BPN estão expostas, a heterogeneidade da renda e escolaridade no Brasil, a necessidade de monitoramento dessa população e a disponibilidade de dados do inquérito da II PPAM, o presente trabalho teve como objetivo caracterizar a AC de lactentes brasileiros nascidos com baixo peso e com idade de seis meses e 0 dias a 11 meses e 29 dias (ou seja, de seis meses completos a doze incompletos) e analisar a influência de fatores individuais e contextuais sobre práticas alimentares relacionadas à diversidade da alimentação e ao consumo de alimentos ultraprocessados. Os resultados poderão subsidiar e contribuir de forma relevante para o aprimoramento de políticas públicas voltadas à melhoria da alimentação infantil nesse grupo.

MÉTODOS

Este estudo transversal é parte da PPAM em Municípios Brasileiros (2008), realizada nas 26 capitais brasileiras, Distrito Federal e outros 37 municípios, com população de crianças menores de um ano superior a 4 mil, com o objetivo de avaliar a situação da amamentação e da AC no país. Os dados foram obtidos durante a Campanha Nacional de Vacinação de 2008, utilizando um questionário fechado que incluía questões sobre características sociodemográficas das mães ou responsáveis e das crianças, além do consumo de leite materno, outros tipos de leite e outros alimentos no dia anterior à pesquisa. Detalhes sobre o cálculo do tamanho amostral e sobre a coleta de dados podem ser encontrados em outras publicações[7 , 17].

No presente estudo, foram incluídos os 2.370 lactentes nascidos com baixo peso e com idade de seis meses e 0 dias a 11 meses e 29 dias (devido à recomendação de amamentação exclusiva até os seis meses) residentes em 64 municípios brasileiros. A definição da população deste artigo pode ser consultada no anexo ( Figura 1 ).

Figura 1

Fluxograma que representa as definições da população deste estudo.

PN: peso ao nascer

Por se tratar de uma pesquisa feita com amostragem probabilística complexa, foram utilizados procedimentos específicos para sua análise. Devido às diferenças populacionais entre os municípios estudados, cada plano correspondeu a uma fração amostral diferente, representada pelo tamanho estimado da amostra sobre o número de crianças a serem vacinadas. O inverso dessa fração foi aplicado como peso das crianças em cada município[7].

Avaliamos duas dimensões de interesse na alimentação de populações vulneráveis: i) a fração composta por alimentos não ou minimamente processados, que se relaciona positivamente com a adequação nutricional (dimensão positiva); ii) a fração composta por AUP, que se relaciona positivamente com alta densidade energética, excesso de açúcar livre e de gordura saturada e trans , e inadequação de proteínas e micronutrientes (dimensão negativa).

Para a avaliação da diversidade alimentar, utilizou-se um indicador adaptado ao proposto pela Organização Mundial da Saúde (OMS)[18]. No presente estudo, a diversidade foi caracterizada como o consumo de cinco grupos de alimentos nas últimas 24 horas: carnes, feijão, legumes ou verduras, frutas e leite (materno ou outro), conforme proposto em outros estudos[19 , 20].

A avaliação do consumo de AUP foi baseada na classificação NOVA, que categoriza os alimentos de acordo com a extensão e o propósito de seu processamento[21], e no conjunto de alimentos considerados ultraprocessados no questionário da PPAM: refrigerante, suco industrializado e bolacha, biscoito e salgadinho.

Assim, os desfechos do presente estudo foram: i) “diversidade alimentar”, definida como o consumo de cinco grupos de alimentos pelo menos uma vez no dia anterior à pesquisa, e ii) “consumo de AUP”, quando o lactente consumiu, no dia anterior à pesquisa, pelo menos um dos alimentos mencionados anteriormente. Ambas as variáveis dependentes foram dicotomizadas em 0 (não) e 1 (sim).

As covariáveis de interesse corresponderam às características socioeconômicas (representadas pela proxy escolaridade materna em anos de estudo: ≤ 8, 9|–12, ≥ 12), dos lactentes (idade: 6|–7 meses, 7|–8 meses, 8|–9 meses, 9|–10 meses, 10|–11 meses, 11|–12 meses; sexo: masculino, feminino), das mães (faixa etária em anos: < 20, 20|–35, ≥ 35; trabalha fora: não, sim; paridade: primípara, multípara) e dos serviços de saúde (local de acompanhamento ambulatorial: serviço particular ou por convênio, rede pública; tipo de parto: normal, cesárea). O primeiro fator contextual estudado referente ao município foi a prevalência municipal de desnutrição infantil (≥ 10%, < 10%), variável utilizada como proxy de pobreza e estimada por Benicio et al.[22]a partir de dados da Pesquisa Nacional de Demografia e Saúde (PNDS) de 2006 e da amostra do Censo Demográfico de 2000. A desnutrição infantil foi aferida pelo déficit de estatura para a idade inferior a -2 escores Z do padrão de crescimento da OMS de 2006. As estimativas de prevalência da desnutrição infantil foram produzidas para cada um dos 5.507 municípios brasileiros existentes em 2000. O método empregado para a obtenção dessas estimativas baseou-se no desenvolvimento de modelos estatísticos individuais de predição, utilizando análise multinível com base na PNDS de 2006, com inclusão de variáveis preditivas aferidas de forma semelhante nas duas pesquisas. A prevalência foi então estimada pela média da probabilidade individual das crianças residentes em cada município estudado pela amostra do Censo de 2000. O segundo fator contextual foi o índice de desenvolvimento humano (IDH) do município, utilizado como indicador direto para referir a condição socioeconômica dos 64 municípios estudados em 2010[b], estratificado em ordem crescente de classificação: baixo (0,500–0,599) + médio (0,600–0,699), alto (0,700–0,799), muito alto (> 0,800).

O modelo conceitual utilizado está representado na Figura 2 . Nele, observa-se que a estratégia de modelagem hierarquizada foi utilizada para incluir as variáveis individuais no modelo. Nessa estratégia, a hierarquização das variáveis independentes é estabelecida num marco conceitual, e a escolha de critérios para selecioná-las requer conhecimentos sobre precedência temporal e determinantes biológicos e sociais, não considerando somente o aspecto estatístico. A hierarquização foi mantida durante toda a análise, possibilitando a seleção das variáveis mais fortemente associadas aos desfechos de interesse[23].

Figura 2

Marco conceitual para investigação dos fatores individuais e contextuais da diversidade alimentar e do consumo de alimentos ultraprocessados.

IDH: índice de desenvolvimento humano

A associação entre as variáveis independentes e os desfechos foi avaliada inicialmente utilizando-se regressão de Poisson com ajuste apenas pela idade do lactente. Assim, foram selecionadas àquelas que poderiam influenciar os desfechos. O efeito dessas, livre de confusão gerada pelas demais, foi avaliado por regressão de Poisson com estrutura multinível, utilizada em função da organização hierárquica da população em relação às características socioeconômicas, dos lactentes, maternas e dos serviços de saúde (Nível 1), considerando o contexto (Nível 2), e a existência de correlação intragrupo.

No modelo final, permaneceram como variáveis de ajuste apenas àquelas que apresentaram p < 0,15 na análise ajustada pela idade do lactente. A seleção das variáveis que compuseram o modelo final seguiu o processo de seleção backward : no primeiro estágio da modelagem, foram inseridas as variáveis contextuais ajustadas pela idade e sexo do lactente para ambos os desfechos (Nível 2); nos três estágios seguintes, àquelas relacionadas às características socioeconômicas (Bloco 1) ou maternas (Bloco 2) e aos serviços de saúde (Bloco 3), todas do Nível 1. Covariáveis com mais de duas categorias foram introduzidas no modelo como variáveis qualitativas ordinais para estimar o valor de p de tendência linear. Foram apresentados valores de razão de prevalências (RP) e seus respectivos intervalos com 95% de confiança (IC95%). A associação entre o fator de estudo e o desfecho foi considerada significante quando p < 0,05. A avaliação da qualidade de ajuste do modelo multinível foi verificada pelo teste de -2 loglikelihood . Todas as análises foram realizadas com o software Stata/SE 14.1.

Este projeto foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Faculdade de Saúde Pública da Universidade de São Paulo, sob parecer número 58147216.1.0000.5421.

RESULTADOS

A Tabela 1 mostra as características da amostra e da alimentação dos lactentes estudados. A mediana da idade dos lactentes foi 8,9 meses e do peso ao nascer, 2.230 g, sendo que 72% nasceram com peso entre 2.000 e 2.499 g. Cerca de 67% das mães tinham entre 20 e 35 anos, 71% não trabalhavam fora e 54% eram primíparas. A rede pública foi o principal local de acompanhamento ambulatorial (61,9%) e a cesárea foi o parto mais prevalente (55,3%). Aproximadamente 85% dos lactentes residiam em municípios com prevalência de desnutrição infantil inferior a 10%, e 53% em municípios com alto IDH. A prevalência de aleitamento materno (AM) no dia anterior à pesquisa foi 54,5%. Em relação ao consumo de líquidos no dia anterior à pesquisa, a maior prevalência encontrada foi a de água (89,2%), seguida por leite materno, não materno ou mingau (80,9%), outro tipo de leite que não materno (71,5%) e suco natural (70,8%). Assim, a probabilidade de o lactente receber leite materno foi inferior à encontrada para outros leites e mingau. Entre o consumo de alimentos semissólidos no dia anterior à pesquisa, observou-se maior prevalência de legumes e verduras (93,5%), seguidos pelas carnes (77,7%), frutas (74,1%) e feijão (67,3%). Em relação às práticas alimentares, apesar do alto consumo da refeição principal no almoço e/ou jantar (84,5%), observou-se consumo elevado de AUP (58,9%), e somente 28,5% da população estudada recebeu os cinco grupos de alimentos pelo menos uma vez nas últimas 24 horas.

Tabela 1

Características da amostra e da alimentação dos lactentes com baixo peso ao nascer de 6 a 11 meses e 29 dias. Pesquisa de Prevalência de Aleitamento Materno em Municípios Brasileiros, 2008 (n = 2.370).

Características da amostra	Ntotalou medianaa	% por categoria ou intervalo interquartilb
NÍVEL 1. Características dos lactentes, maternas, socioeconômicas e dos serviços de saúde
Bloco 1 – Característica socioeconômica
Escolaridade materna (anos)
≤ 8	831	40,4
9–12	890	47,1
≥ 12	248	12,5
Bloco 2 – Características dos lactentes e maternas
Sexo
Masculino	1.079	43,7
Feminino	1.291	56,3
Idade dos lactentes (meses)	8,9a	7,3–10,5b
Peso ao nascer (g)	2.230a	1.960–2.380b
< 1.500	250	11,8
1.500–1.999	380	16,2
2.000–2.499	1.740	72,0
Faixa etária materna (anos)
< 20	384	18,1
20–35	1.339	66,9
≥ 35	259	15,0
Trabalho materno
Não trabalha fora	1.381	70,7
Trabalha fora	514	29,4
Paridade
Primípara	1.058	54,4
Multípara	886	45,6
Bloco 3 – Serviços de saúde
Local de acompanhamento ambulatorial
Serviço particular ou por convênio	658	38,1
Rede pública	1.292	61,9
Tipo de parto
Normal	1.092	44,7
Cesárea	1.256	55,3
NÍVEL 2. Fatores contextuais
Prevalência municipal de desnutrição infantilc(%)
≥ 10	416	14,6
< 10	1.954	85,4
IDH do município
Baixo (0,500–0,599) + Médio (0,600–0,699)	307	3,8
Alto (0,700–0,799)	1.593	53,2
Muito alto (> 0,800)	470	43,0
Características gerais da alimentação	N	Sim (%)
Recebeu aleitamento materno no dia anteriord	1.317	54,5
Consumo de líquidos no dia anterior
Água	2.135	89,2
Chá	507	21,5
Suco natural	1.579	70,8
Leite não materno	1.700	71,5
Leitese	1944	80,9
Café	183	7,4
Refrigerante	182	8,1
Suco industrializado	300	11,9
Consumo de alimentos semissólidos no dia anterior
Carne	1.465	77,7
Feijão	1.368	67,3
Legumes e verduras	1.788	93,5
Frutas	1.675	74,1
Mingau	1.262	49,3
Preparações adoçadasf	1.192	49,2
Bolacha ou salgadinho	1.341	53,9
Refeição principal (almoço e/ou jantar)	1.936	84,5
Qualidade da alimentação
Alimentos ultraprocessadosg	1.439	58,9
Diversidade alimentarh	715	28,5

IDH: índice de desenvolvimento humano

aMediana

bIntervalo interquartil

cEstimada a partir de dados da Pesquisa Nacional de Demografia e Saúde de 2006.

dSe a criança com BPN de 6 meses e 0 dias a 11 meses e 29 dias recebeu aleitamento materno no dia anterior à pesquisa.

eConsumo de leite materno, outros tipos de leite ou mingau.

fAlimentos adoçados com açúcar, mel, melado ou adoçante.

gConsumo de qualquer um dos seguintes alimentos: refrigerante, suco industrializado e bolacha, biscoito ou salgadinho.

hConsumo de cinco grupos alimentares nas últimas 24 horas: carnes, feijão, legumes ou verduras, frutas e leite (materno ou outro).

Os resultados da análise ajustada somente pela idade dos lactentes, para ambos os desfechos, estão descritos na Tabela 2 . Em relação à diversidade alimentar, sua prevalência foi maior entre lactentes cujas mães tinham escolaridade igual ou superior a 12 anos e não trabalhavam fora. O mesmo se verificou entre aqueles que residiam em municípios com prevalência de desnutrição infantil inferior a 10%. Já os alimentos ultraprocessados foram mais consumidos por lactentes cujas mães tinham entre 9 e 12 anos de escolaridade, idade inferior a 20 anos, eram multíparas e residiam em municípios com prevalência de desnutrição infantil inferior a 10%.

Tabela 2

Fatores associados à diversidade alimentar e ao consumo de alimentos ultraprocessados e respectivas razões de prevalência (RP) ajustadas pela idade dos lactentes com baixo peso ao nascer de 6 a 11 meses e 29 dias. Pesquisa de Prevalência de Aleitamento Materno em municípios brasileiros, 2008.

Variável	Diversidade alimentar					Alimentos ultraprocessados
	Teste do qui-quadrado			Regressão de Poisson		Teste do qui-quadrado			Regressão de Poisson
	Ntotal	Sim (%)	p	RP (IC95%)	p	Ntotal	Sim (%)	p	RP (IC95%)	p
NÍVEL 1. Características dos lactentes, maternas, socioeconômicas e dos serviços de saúde
Bloco 1 – Característica socioeconômica
Escolaridade materna (anos)
≤ 8	831	25,9	0,003	1		829	62,6	0,064	1
9–12	890	27,2		1,05 (0,92–1,21)	0,001 b	887	59,2		0,95 (0,88–1,03)	0,046 b
≥ 12	248	37,5		1,49 (1,25–1,78)		246	52,3		0,85 (0,72–1,01)
Bloco 2 – Características dos lactentes e maternas
Sexo
Masculino	1.078	24,2	0,114	1		1.073	56,9	0,218	1
Feminino	1.291	31,9		1,27 (0,93–1,73)	0,128	1.288	60,6		1,04 (0,95–1,14)	0,425
Faixa etária materna (anos)
< 20	384	25,8		1		383	61,4		1
20–35	1.339	27,8	0,651	1,05 (0,88–1,24)	0,526b	1.333	60,6	0,190	0,98 (0,90–1,08)	0,047b
≥ 35	259	30,3		1,13 (0,77–1,66)		259	54,6		0,86 (0,74–1,00)
Trabalho materno
Não trabalha fora	1.381	25,0	< 0,001	1		1.377	59,3	0,320	1
Trabalha fora	514	35,5		1,42 (1,25–1,61)	< 0,001	511	61,5		1,03 (0,96–1,11)	0,450
Paridade
Primípara	1.058	28,0	0,847	1		1.055	57,4	0,007	1
Multípara	886	27,5		1,00 (0,84–1,18)	0,967	883	63,6		1,11 (1,02–1,22)	0,016
Bloco 3 – Serviços de saúde
Local de acompanhamento ambulatorial
Serviço particular ou por convênio	658	29,5	0,923	1		656	55,9	0,290	1
Rede pública	1.291	29,8		1,05 (0,77–1,43)	0,736	1.285	61,4		1,14 (1,00–1,30)	0,052
Tipo de parto
Normal	1.092	26,3	0,037	1		1.090	59,9	0,342	1
Cesárea	1.256	30,5		1,15 (0,99–1,33)	0,067	1.250	58,1		0,96 (0,89–1,03)	0,249
NÍVEL 2. Fatores contextuais
Prevalência municipal de desnutrição infantil (%)
≥ 10	416	16,7	< 0,001	1		414	50,0	0,005	1
< 10	1.953	30,6		1,66 (1,23–2,23)	0,001	1.947	60,5		1,17 (1,04–1,31)	0,011
IDH do município
Baixo (0,500–0,599) + Médio (0,600–0,699)	307	24,7		1		304	64,9		1
Alto (0,700–0,799)	1.592	27,4	0,548	1,13 (0,83–1,54)	0,641b	1.588	56,4	0,280	0,87 (0,80–0,94)	0,604b
Muito alto (> 0,800)	470	30,2		1,19 (0,79–1,80)		469	61,5		0,93 (0,78–1,11)

IDH: índice de desenvolvimento humano

aValores de RP ajustados pela idade das crianças.

bp de tendência linear.

p de tendência linear da idade dos lactentes (em meses) para dieta diversificada e alimentos ultraprocessados: < 0,001.

Valores de p < 0,15 apresentados em negrito.

As Tabelas 3 e 4 mostram os resultados da análise multinível para os desfechos diversidade alimentar e consumo de AUP, respectivamente. Mesmo após ajuste para as demais variáveis, a diversidade alimentar foi mais prevalente entre lactentes com BPN cujas mães tinham escolaridade igual ou superior a doze anos (RP = 1,35; IC95% 1,16–1,58), trabalhavam fora (RP = 1,28; IC95% 1,11–1,48) e residiam em municípios com prevalência de desnutrição infantil inferior a 10% (RP = 1,66; IC95% 1,23–2,24). Os AUP apresentaram resultados similares aos da análise “bruta”: a prevalência de consumo foi maior entre lactentes cujas mães tinham idade inferior a 20 anos (RP = 1,31; IC95% 1,12–1,52), eram multíparas (RP = 1,17; IC95% 1,03–1,30) e residiam em municípios com prevalência de desnutrição infantil inferior a 10% (RP = 1,17; IC95% 1,04–1,31).

Tabela 3

Fatores individuais e fator contextual da diversidade alimentar e razões de prevalência (RP) ajustadas de lactentes nascidos com baixo peso entre 6 e 11 meses e 29 dias de idade de 64 municípios brasileiros. Pesquisa de Prevalência de Aleitamento Materno em municípios brasileiros, 2008.

Variável	Modelo 0 (n = 2.369)	Modelo 1 (n = 2.369)	Modelo 2 (n = 1.877)	Modelo 3 (n=1.866)
	RPaj(IC95%)	RPaj(IC95%)	RPaj(IC95%)	RPaj(IC95%)
Efeitos fixos – Constante	0,07 (0,04–0,13)	0,05 (0,03–0,08)	0,03 (0,02–0,06)	0,03 (0,01–0,06)
NÍVEL 1. Características dos lactentes, maternas, socioeconômicas e dos serviços de saúde
Bloco 1 – Característica socioeconômica
Escolaridade materna (anos)
≤ 8			1	1
9–12			0,99 (0,86–1,13)	0,99 (0,87–1,14)
≥ 12			1,37 (1,18–1,60)	1,35 (1,16–1,58)
p			0,005*	0,007*
Bloco 2 – Característica materna
Trabalho materno
Não trabalha fora			1	1
Trabalha fora			1,29 (1,12–1,49)	1,28 (1,11–1,48)
p			0,001	0,001
Bloco 3 – Serviços de saúde
Tipo de parto
Normal				1
Cesárea				1,08 (0,94–1,24)
p				0,266
NÍVEL 2. Fator contextual
Prevalência municipal de desnutrição infantil (%)
≥ 10		1	1	1
< 10		1,66 (1,23–2,24)	1,68 (1,25–2,25)	1,66 (1,23–2,24)
p		0,001	0,001	0,001
Efeito randômico – Municípios – Constante	0,03 (0,01–0,11)	0,01 (0,0005–0,18)	1,92e-32(3,37e-36–1,10e-28)	3,20e-34(1,87e-38–5,46e-30)
Variância (-2loglikelihood)	3.038,2424	3.013,0438	2.310,959	2.295,2214

Modelo 0: idade + sexo dos lactentes

Modelo 1: Modelo 0 + prevalência municipal de desnutrição infantil

Modelo 2: Modelo 1 + escolaridade e trabalho maternos

Modelo 3: Modelo 2 + tipo de parto

*p de tendência linear

Valores de p < 0,05 apresentados em negrito

Tabela 4

Fatores individuais e fator contextual do consumo de alimentos ultraprocessados e razões de prevalência (RP) ajustadas de lactentes nascidos com baixo peso entre 6 e 11 meses e 29 dias de idade de 64 municípios brasileiros. Pesquisa de Prevalência de Aleitamento Materno em municípios brasileiros, 2008.

Variável	Modelo 0 (n = 2.361)	Modelo 1 (n = 2.361)	Modelo 2 (n = 1.915)	Modelo 3 (n = 1.564)
	RPaj(IC95%)	RPaj(IC95%)	RPaj(IC95%)	RPaj(IC95%)
Efeitos fixos – Constante	0,33 (0,27–0,39)	0,29 (0,24–0,34)	0,20 (0,17–0,24)	0,19 (0,15–0,24)
NÍVEL 1. Características dos lactentes, maternas, socioeconômicas e dos serviços de saúde
Bloco 1 – Característica socioeconômica
Escolaridade materna (anos)
≥ 12			1	1
9–12			1,06 (0,89–1,26)	1,09 (0,88–1,34)
≤ 8			1,10 (0,89–1,36)	1,04 (0,82–1,32)
p			0,358*	0,974
Bloco 2 – Características maternas
Faixa etária materna (anos)
≥ 35			1	1
20–35			1,19 (1,09–1,29)	1,17 (1,06–1,30)
< 20			1,30 (1,15–1,46)	1,31 (1,12–1,52)
p			< 0,001*	0,001
Paridade
Primípara			1	1
Multípara			1,16 (1,03–1,30)	1,17 (1,04–1,31)
p			0,012	0,009
Bloco 3 – Serviços de saúde
Local de acompanhamento ambulatorial
Serviço particular ou por convênio				1
Rede pública				1,06 (0,94–1,21)
p				0,345
NÍVEL 2. Fator contextual
Prevalência municipal de desnutrição infantil (%)
≥ 10		1	1	1
< 10		1,17 (1,04–1,31)	1,26 (1,13–1,42)	1,25 (1,08–1,44)
p		0,011	< 0,000	0,003
Efeito randômico – Municípios – Constante	7,73e-36(3,92e-36–1,53e-35)	6,69e-35(8,28e-36–5,41e-34)	1,03e-35(5,23e-36–2,05e-35)	3,90e-34(1,84e-35–8,29e-33)
Variância (-2loglikelihood)	4.193,0474	4.191,4236	3.385,5084	2.758,0814

Modelo 0: idade + sexo dos lactentes

Modelo 1: Modelo 0 + prevalência municipal de desnutrição infantil

Modelo 2: Modelo 1 + escolaridade materna, faixa etária materna e paridade

Modelo 3: Modelo 2 + local de acompanhamento ambulatorial

*p de tendência linear

Valores de p < 0,05 apresentados em negrito

DISCUSSÃO

Este estudo apresenta, de forma inédita, o perfil da alimentação complementar de crianças brasileiras nascidas com baixo peso, avaliada por indicadores de duas grandes dimensões de interesse na alimentação de populações vulneráveis: a dimensão positiva, relacionada à diversidade alimentar, e a negativa, relacionada ao consumo de AUP. Somente 28,5% dos lactentes com BPN dos 64 municípios estudados consumiram os cinco grupos de alimentos no dia anterior à pesquisa, apresentando uma diversidade alimentar aquém do recomendado. Mais da metade dos lactentes (58,9%) consumiram AUP, prática considerada inadequada não apenas pelo perfil nutricional negativo desses alimentos, mas também por normalmente substituírem os alimentos não ou minimamente processados. A baixa prevalência de alimentação diversa aliada à alta prevalência do consumo de AUP caracteriza a baixa qualidade da dieta dos lactentes brasileiros com BPN. Apesar de mais da metade dos lactentes terem sido amamentados entre 6 e 12 meses, taxa superior à média nacional, a alimentação complementar contraria as recomendações, aumentando o risco de obesidade e doenças crônicas futuras.

Os prejuízos desses achados são inúmeros. Os AUP apresentam alta densidade energética (alta concentração de açúcar e gordura saturada e trans ) e baixa densidade de proteínas, de fibras e da maioria dos micronutrientes, incluindo o zinco[24], sendo nutricionalmente inadequados para os lactentes – especialmente os que nascem com baixo peso, por suas necessidades nutricionais aumentadas. Devido à pequena capacidade gástrica dos lactentes, os AUP acabam substituindo alimentos adequados e preparações culinárias apropriadas para a faixa etária, causando prejuízo na diversidade alimentar. Por estimularem o consumo excessivo, especula-se que os AUP impactem negativamente o mecanismo de autorregulação fome-saciedade, o que pode ser extremamente prejudicial para lactentes em aleitamento materno. Além disso, a segurança da AC fica comprometida com a oferta de AUP, pela presença de aditivos característicos destes alimentos. Finalmente, pela importância da familiarização do lactente com um ambiente alimentar saudável nessa fase crucial de formação de hábitos, a exposição à AUP pode causar efeitos deletérios no curto e longo prazos.

Considerando a similaridade da metodologia utilizada, a prevalência da diversidade alimentar (28,5%) entre os lactentes com BPN nesses municípios foi menos favorável que os resultados encontrados no estudo transversal conduzido em Barra Mansa (RJ) no dia da Campanha Nacional de Vacinação de 2006, com crianças da população geral. O estudo mostrou que 35,5% das crianças recebiam alimentação diversificada no segundo semestre de vida[20].

O consumo elevado de AUP (58,9%) na população estudada parece acompanhar as importantes mudanças observadas nos hábitos alimentares da população brasileira nas últimas décadas, marcadas pela diminuição do consumo de alimentos tradicionais como o arroz e o feijão e aumento do consumo de AUP[24]. Refrigerantes, sucos industrializados, biscoitos e lanches prontos para consumo, entre outros, estão presentes em alta frequência na alimentação de crianças menores de dois anos idade[7 , 17 , 25 , 26], e os nascidos com baixo peso parecem não estar protegidos do problema.

A análise dos fatores associados à diversidade alimentar mostrou que a escolaridade e trabalho maternos e a região de residência do lactente (com maior ou menor prevalência de desnutrição infantil) determinam se as crianças nascidas com baixo peso têm acesso ou não a uma alimentação saudável. O consumo alimentar dos lactentes com BPN variou também em função da condição socioeconômica das famílias. Lactentes nascidos com baixo peso cujas mães tinham escolaridade igual ou inferior a oito anos e que não trabalhavam fora apresentaram menor diversidade alimentar. A associação negativa entre escolaridade materna e qualidade da dieta, caracterizada pelo alto consumo de AUP e baixa adequação da dieta[27], bem como entre trabalho materno e práticas alimentares inadequadas, é consistente com achados em países da África, Ásia e América Latina, incluindo o Brasil[28].

A escolaridade materna perdeu significância estatística na análise múltipla para consumo de AUP. Entretanto, Saldiva et al.[17]verificaram que, no Brasil, crianças residentes nas capitais, filhas de mães sem escolaridade, apresentaram chances duas a três vezes maiores de consumir sucos industrializados, refrigerantes e alimentos adoçados do que filhos de mães com maior escolaridade.

Em relação à faixa etária materna, outros estudos também observaram associação entre mães jovens e oferta de alimentos não recomendados a lactentes menores de um ano, como os alimentos industrializados, em substituição a preparações culinárias[29]. Isso fala a favor de outros fatores influenciarem a escolha materna pela oferta de alimentos prontos ou pré-prontos, tais como a baixa confiança materna no desempenho de suas habilidades culinárias ou a falta de interesse em adquiri-las, por desconhecerem a importância dessa prática para a saúde, e o oferecimento aos filhos de uma alimentação semelhante à própria, como observado por Robinson et al.[31]ao estudar o comportamento de mães adolescentes, grupo etário que tende a ser o maior consumidor de AUP[32].

O consumo de AUP mostrou-se mais prevalente entre lactentes filhos de mulheres multíparas. Estudos encontraram relação dose-resposta positiva em relação ao aumento de escores de alimentação não saudável com a ordem de nascimento do lactente, com o aumento da paridade e com maior número de irmãos[29]. Possivelmente, esse resultado é explicado pelo fato de que as prioridades e necessidades alimentares dos filhos mais velhos competem com as dos mais novos[31], além de a presença de crianças mais velhas no domicílio reduzir a probabilidade de preparo de uma alimentação específica para o lactente[29].

Apesar do efeito das variáveis individuais, a variável contextual referente à prevalência de desnutrição infantil igual ou superior a 10% se associou com a pior qualidade da alimentação nos dois domínios: tanto em relação à diversidade alimentar quanto em relação ao consumo de AUP. Isso confirma a importante influência da condição socioeconômica do contexto em que se inserem as famílias na qualidade da alimentação infantil. Municípios de baixas condições socioeconômicas, os quais se concentram nas regiões Norte e Nordeste, deveriam ser prioridade na agenda de políticas públicas no que se refere ao direcionamento de ações nutricionais educativas sobre consumo alimentar no primeiro ano de vida. Além disso, a adoção de medidas regulatórias sob o preço relativo dos alimentos, como a taxação de alimentos com alta densidade energética e redução do preço de alimentos in natura ou minimamente processados, como frutas, legumes e verduras[33 , 34], contribuiria positivamente para a mudança da alimentação de lactentes residentes nesses locais.

Dentre as limitações do presente estudo, destaca-se o fato das informações referentes à alimentação dos lactentes referirem-se apenas ao dia anterior ao inquérito, impossibilitando avaliar o consumo alimentar habitual. No entanto, a utilização de um único recordatório não diminui a validade do estudo, pois o objetivo foi realizar avaliação de grupo. Outra limitação é a ausência de informações sobre idade gestacional para avaliar prematuridade; contudo, foi realizada análise de sensibilidade para ambos os desfechos, incluindo somente lactentes nascidos com peso entre 2.000 g e 2. 499 g e maiores de seis meses, tendo resultados semelhantes à população total com peso inferior a 2.500 g. A semelhança de magnitude para os três estratos de peso ao nascer permitiu a inclusão de todos os lactentes com BPN da amostra, indicando que esses não diferiram estatisticamente dos prematuros. Ademais, o indicador diversidade alimentar baseado no consumo do dia anterior pode ter levado à sub ou superestimação da classificação dos indivíduos e possivelmente a uma subestimação da associação entre determinantes sociodemográficos e diversidade alimentar. Por último, há a ausência de dados que permitam quantificar a participação percentual de AUP no total calórico. Por outro lado, pesquisas em campanhas de vacinação possibilitam a obtenção de informações em um curto período e com baixo custo, e a utilização da análise multinível permite a obtenção de estimativas que levam em consideração o nível hierárquico dos dados e a correlação intragrupo. Ressalta-se também que a PPAM é o último estudo epidemiológico de representatividade populacional realizado no Brasil que permite avaliar o consumo alimentar de lactentes com BPN menores de um ano.

No contexto brasileiro, este é o primeiro estudo a analisar fatores associados à qualidade da alimentação de lactentes com BPN, levando em consideração tanto a diversidade alimentar quanto a exposição a AUP. Nossos achados indicam que fatores individuais e contextuais impactam a qualidade da alimentação dessa população vulnerável, sugerindo a necessidade de adoção de estratégias eficazes para aumentar o consumo de alimentos in natura ou minimamente processados e reduzir o consumo dos ultraprocessados. Além disso, o monitoramento dessas práticas faz-se importante para identificar o impacto das políticas públicas voltadas para a AC saudável e para que grupos de risco recebam mais atenção pelos serviços de saúde.