Excessive weight and sociodemographic vulnerability markers in young adult students

Excessive weight and sociodemographic vulnerability markers in young adult students

Autores:

Raquel Sampaio Florêncio,
Jênifa Cavalcante dos Santos Santiago,
Thereza Maria Magalhães Moreira,
Teresa Cristina de Freitas

ARTIGO ORIGINAL

Acta Paulista de Enfermagem

On-line version ISSN 1982-0194

Acta paul. enferm. vol.29 no.4 São Paulo July/Aug. 2016

http://dx.doi.org/10.1590/1982-0194201600057

Introdução

O Excesso Ponderal (EP) ou excesso de peso é conceituado como o armazenamento excessivo de gordura no organismo, associado a riscos à saúde, devido sua relação com várias complicações metabólicas. Representa um problema de saúde pública mundial em países desenvolvidos e naqueles em desenvolvimento, com alta prevalência e demanda altos custos para sanar suas complicações. Nos Estados Unidos da América (EUA), a obesidade cresce progressivamente e estima-se o custo de 147 bilhões de dólares/ano em doenças a ela relacionadas.(1)

Mesmo que ultrapassados pelos Norte-americanos e chilenos em prevalência, os números absolutos no Brasil são assustadores. Até a década passada, o EP afetava 40% da população adulta, sendo que, desse grupo, a obesidade atingia 11%.(1,2) Quando se fala em custos no país, observa-se que a estimativa dos gastos consome grande parte do orçamento destinado à saúde. De 2008 a 2011, verificou-se aumento expressivo dos gastos diretos com a obesidade e doenças associadas, acompanhando o aumento da prevalência de EP nas diversas regiões do país e nas mais variadas faixas etárias.(3)

Paralelamente, o sobrepeso e a obesidade vêm se intensificando também entre jovens de idades diversas em todo o mundo industrializado.(4)Nos poucos estudos realizados que abordaram os adultos jovens na faixa etária preconizada pelo Ministério da Saúde brasileiro e pela Organização Mundial de Saúde (OMS) (20 a 24 anos), a frequência de casos de excesso ponderal já acomete cerca de um terço desses jovens.(5-7) Além desta evidência, já são observados fatores de risco e vulnerabilidades às Doenças Crônicas Não Transmissíveis (DCNT), sendo necessária maior atenção a esses jovens que apresentam características peculiares nessa fase da vida.

Ante ao exposto, percebe-se que muitos jovens se encontram em situação escolar e na escola é que se compartilham hábitos em grupo que podem repercutir na saúde. Tal fato foi evidente em estudo sobre redes sociais, o qual mostrou que as relações sociais tiveram associações positivas e negativas com os comportamentos de saúde.(8)Este fato evidencia a necessidade de estudar os jovens escolares, posto que o ambiente é propício para aquisição e propagação de novos comportamentos, sendo também campo fértil para ações de promoção da saúde.

Torna-se evidente a necessidade de estudar o EP entre escolares no cenário das discussões epidemiológicas e políticas, sobretudo, porque o EP se apresenta como desencadeador de várias outras DCNT, tais como: Doenças cardiovasculares (DCV), osteoartrites, distúrbios reprodutivos e do sono, além de algumas neoplasias e redução da função pulmonar.(9) Trata-se de um agravo multifatorial e, como tal, necessita de discussões interdisciplinares para minimizar suas complicações e prevenir o aumento de casos. Dentro desse contexto multifatorial, questões sociodemográficas a todo instante permeiam o universo das causas relacionadas ao EP e reforçam a necessidade de intervenções significativas nos diversos arranjos sociais e culturais existentes entre os jovens escolares.(7)

Construir uma discussão sobre os possíveis marcadores de vulnerabilidade sociodemográfica associados ao EP para o grupo dos adultos jovens é fundamental para reconhecer que outros aspectos, não diretamente clínicos, estão envolvidos na etiologia desta complexa condição crônica, de modo a servir de subsídio para a promoção da saúde, mediada por ações intersetoriais mais efetivas. É acreditando nessa prerrogativa que se questiona: Que marcadores de vulnerabilidade sociodemográfica estão relacionados ao EP em adultos jovens escolares?

Responder a esse questionamento faz-se pertinente, pois o aumento da magnitude do EP entre os jovens de diversas regiões do mundo é uma realidade. O reconhecimento da complexidade de seus determinantes e a mobilização de diversos setores da sociedade para a formulação de ações de promoção da saúde e prevenção deste agravo é um dos desafios atuais na agenda da saúde pública mundial. Diante do exposto, objetivou-se analisar o excesso ponderal em adultos jovens escolares a partir de marcadores sociodemográficos da dimensão individual da vulnerabilidade.

Métodos

Tratou-se de um estudo analítico, quantitativo, realizado na cidade de Fortaleza (CE), Brasil, mais especificamente, nas escolas sob a responsabilidade da Secretaria Estadual de Educação do Ceará (SEDUC).

Para esse estudo, compuseram o universo os adultos jovens escolares de Fortaleza-Ceará, ou seja, aqueles com idade compreendida entre 20 e 24 anos, inseridos em alguma instituição de ensino regular ou de Ensino de Jovens e Adultos do Estado do Ceará, mais especificamente de Fortaleza. A escolha pelas unidades escolares foi realizada com base nas considerações sobre a associação entre relações sociais e comportamentos em saúde,(8) pois entende-se que os jovens passam grande parte do seu tempo no ambiente escolar e produzem ou compartilham hábitos relacionados à saúde.

Considerando que o número de jovens escolares foi desconhecido, pois não foi fornecida a lista com o total de alunos em tempo hábil para a coleta de dados, optou-se por definir a amostra com base no cálculo para populações infinitas. No entanto, para fins do cálculo, realizou-se um estudo piloto com 30 adultos jovens escolares (não contabilizados para a amostra final) para determinação da prevalência do fenômeno: excesso ponderal. Após tal análise, a prevalência do fenômeno obtida foi de 37%, cujo valor foi incorporado para o cálculo da amostra, que foi definida de acordo com a seguinte fórmula: n = (z2 x P x Q)/e2, onde: n é a amostra; z é o valor de distribuição ao nível de significância 5% (1,96); P é a prevalência do fenômeno (considerada aqui em 37%); Q (63%) é a porcentagem complementar de P (Q = 100 - P); e é o erro amostral (aqui considerado em 4%). Com base no resultado do cálculo, chegou-se a uma amostra de 560 adultos jovens escolares.

Foram excluídos da amostra as gestantes (parâmetros para identificação do excesso de peso são diferentes) e os que se locomoviam em cadeiras de rodas (não havia meios disponíveis para a realização de medidas antropométricas para este grupo). Após ciência do número necessário de alunos para o estudo, o plano amostral foi organizado em unidades amostrais (UA).

Na unidade primária de amostragem, consideraram-se seis das sete secretarias regionais (SR) administrativas da cidade, sendo excetuada a regional do centro, pois a SEDUC considera apenas as seis para fins de regionalização escolar.

No que tange às unidades secundárias, foi estabelecido um sorteio prévio de 15% das 175 escolas elegíveis para o estudo, totalizando 26 escolas. A percentagem foi estabelecida após a compreensão de que o número viável de escolas para visitação no período de uma semana seria de duas instituições e a contagem de semanas de aula viáveis no primeiro semestre de 2014, considerando feriados e avaliações bimestrais. Ao todo, foram 13 semanas e, consequentemente, 26 escolas visitadas e participantes do estudo, ou seja, 15% do total de escolas. Relevante esclarecer que o tempo para coleta de dados foi estabelecido com base no primeiro semestre escolar do ano de 2014, pois o estudo integrava um conjunto de atividades acadêmicas da pós-graduação de uma das pesquisadoras.

Pela inexistência de dados prévios com a distribuição dos alunos nas escolas, inviabilizando uma amostragem estratificada, procedeu-se o sorteio das 26 escolas, sendo sorteadas quatro escolas em cada regional, acrescida de uma escola na regional cinco e uma na seis, regionais com maior número de escolas (eram 27 escolas na SR1, 26 na SR2, 27 na SR3, 26 na SR4, 38 na SR5 e 31 na SR6).

A amostra prevista (n=560) foi dividida pelas 26 escolas, sendo 21 o número de alunos por escola (560/26=21). A seleção dos jovens nas escolas se deu em amostragem por conveniência e teve 84 alunos nas SR1, SR2, SR3 e SR4 (4 escolas e 21 escolares em cada), 119 na SR5 (5 escolas e 21 escolares em cada, mais 14 alunos para alcançar o total de 560, pois a divisão 560/21 não é exata e esta era a regional com maior número de escolas) e 105 na SR6 (5 escolas e 21 escolares em cada).

Desta forma, foi contatada a direção e/ou coordenação escolar e marcados os dias de coleta, conforme disponibilidade da instituição. A seguir, foram realizadas visitas em todas as salas de aula, explicada a pesquisa e convidados os jovens na faixa etária pré-estabelecida a participarem do estudo. Quando o convite era aceito, os jovens eram encaminhados para sala específica onde seriam aplicados os questionários da pesquisa e realizadas as aferições objetivas de parâmetros antropométricos. Participaram como coletadores da pesquisa graduandos e pós-graduandos dos cursos de Enfermagem e Educação Física, sendo todos submetidos a treinamento prévio.

A coleta de dados ocorreu nos meses de fevereiro a maio de 2014, sendo realizada em três fases: 1) seleção e sensibilização das escolas; 2) aplicação do instrumento de coleta de dados referentes às vulnerabilidades; 3) verificação de medidas antropométricas.

O instrumento continha itens referentes à identificação escolar, características sociodemográficas e exame físico (peso e altura). Foram aferidas as medidas antropométricas de forma padronizada e registradas no formulário. Tais procedimentos foram realizados para o cálculo do índice de massa corporal (IMC), que resultou na variável de desfecho do estudo.

Os dados, tão logo coletados, seguiram para construção do banco de dados em um software específico. A análise do excesso ponderal sob o conceito da vulnerabilidade envolveu a avaliação do seu eixo individual.(10)

A variável dependente foi o excesso ponderal, verificado pelo IMC em kg/m2, calculado por meio do índice de Quetelet. O resultado foi classificado em baixo peso, peso normal, sobrepeso ou obesidade I, II ou III, sendo as quatro últimas classes agrupadas para compor o desfecho do estudo.

As variáveis independentes, correspondentes à dimensão individual, foram investigadas conforme as variáveis relacionadas a marcadores sociodemográficos (idade, sexo, raça/cor autorreferida, religião, situação conjugal, filhos, ocupação, renda individual e familiar). Estas foram selecionadas, pois se entende que características, que não só os comportamentais, influenciam sobremaneira o desfecho em estudo, considerando o conceito de vulnerabilidade.(10)

Foram calculadas inicialmente as médias e desvio padrão das variáveis quantitativas e frequência simples e percentual das qualitativas. Posteriormente, foi utilizada a estatística analítica bivariada e multivariada. Na análise bivariada, realizou-se o teste do qui-quadrado de Pearson para as variáveis categóricas, considerando em todos os testes o nível de significância estatística de 5%. Para estimar a força de associação de possíveis marcadores do excesso ponderal foi calculada a odds ratio (OR), com intervalo de confiança de 95%.

Na análise multivariada, o procedimento estatístico para o ajuste dos potenciais efeitos de confusão foi a regressão logística. Para inclusão no modelo inicial de regressão, como forma de verificar as variáveis confundidoras, adotou-se o valor p<0,20 obtido na análise bivariada.

O critério estabelecido nesta etapa de análise para as variáveis permanecerem no modelo foi o teste Wald ter apresentado pelo menos uma categoria com significância estatística de p-valor < 0,05. Por fim, realizou-se análise dos resíduos a fim de isolar pontos em que o modelo tivesse pouca aderência e pontos que exerceriam influência indevida ao modelo. Além disso, o método de entrada dos dados em todas as fases da regressão foi a de entrada forçada (enter), pois não havia modelo prévio de influência das variáveis sociodemográficos sobre o desfecho na literatura. O método backward também foi testado, no entanto não mostrou melhor ajuste para o modelo.

Os dados foram processados e analisados no International Business Machines Statistics Package Social Science versão 20.0 (IBM SPSS20.0). Tão logo analisados, foram apresentados por meio de tabelas de modo a tornar mais clara a divulgação e organização das informações referentes ao proposto pelo objetivo.

O estudo foi registrado na Plataforma Brasil sob o numero do Certificado de Apresentação para Apreciação Ética (CAAE) 30382314.3.0000.5534.

Resultados

Os adultos apresentaram, em sua maioria, faixa etária de 20 a 22 anos (79,3%), com média de idade de 21,2 anos (+ 1,4). Em relação ao sexo, houve distribuição homogênea, com discreta proporção aumentada para o sexo feminino (53,9%). A grande maioria autorreferiu raça distinta da branca (86,2%), a quase totalidade tinha algum tipo de religião (92,5%) e a maioria não tinha companheiro (77,7%) e não possuía filho (77,9%). Quanto à escolaridade do pai e da mãe desses jovens, pouco mais da metade (53,9%) e grande parte (62,1%) deles tinham até oito anos de estudo, respectivamente. No que concerne à ocupação e renda, grande parte referiu estudar e trabalhar/estagiar (64,1%) e a grande maioria (94,1%) e quase a metade (48,8%) tinha renda individual e familiar de até dois salários mínimos, respectivamente.

Com base no estado nutricional disfuncional dos adultos jovens escolares, realizou-se a análise bivariada das características sociodemográficas e verificou-se haver maior proporção de excesso ponderal nos jovens de 23 a 24 anos de idade, mulheres, de cor/raça diferente da branca, com religião, com companheiros, com filhos, sem ocupação, com renda individual e familiar maior que dois salários mínimos, conforme apresenta a tabela 1.

Tabela 1 Análise bivariada das características sociodemográficas associadas ao excesso ponderal em adultos jovens escolares 

Variáveis Excesso ponderal ORbruto(IC 95%) p-value
Sim Não
f(%) f(%)
Idade
20 a 22 anos 153(34,5) 291(65,5) 0,77(0,51-1,17) 0,225
23 a 24 anos 47(40,5) 69(59,5) 1
Sexo
Masculino 89(34,5) 169(65,5) 0,91(0,64-1,28) 0,578
Feminino 111(36,8) 191(63,2) 1
Raça/cor auto referida
Branca 30(30,9) 47(61,0) 1,18(0,72-1,93) 0,522
Outras 170(35,2) 313(64,8) 1
Religião
Sim 186(35,9) 332(64,1) 1,12(0,58-2,18) 0,738
Não 14(33,3) 28(66,7) 1
Situação conjugal
Com companheiro (a) 58,0(46,4) 67(53,6) 1,79(1,19-2,68) 0,005
Sem companheiro (a) 142(32,6) 293(67,4) 1
Filhos
Sim 58(46,8) 66(53,2) 1,82(1,21-2,73) 0,004
Não 142(32,6) 294(67,4) 1
Ocupação
Não 77(38,7) 122(61,3) 1,21(0,85-1,73) 0,296
Sim 123(34,3) 236(65,7) 1
Renda individual
Até 2 SM 189(35,9) 338(64,1) 0,70(0,27-1,80) 0,456
Mais de 2 SM 8(44,4) 10(55,6) 1
Renda familiar
Até 2 SM 97(35,5) 176(64,5) 0,97(0,65-1,44) 0,877
Mais de 2 SM 62(36,3) 109(63,7) 1

f - frequência simples; % - percentual; p - nível de significância do teste Qui-quadrado de Pearson;

OR - odds ratio; IC - intervalo de confiança

No entanto, apresentaram associação estatisticamente significante com o excesso ponderal (p<0,05) os grupos: situação conjugal e filhos, onde houve maior proporção do agravo entre os jovens que possuíam companheiro e que tinham filhos (Tabela 1). Para serem incluídas na etapa de ajuste do modelo de regressão logística, as variáveis precisariam apresentar associação p<0,20. Desta forma, apenas situação conjugal e filhos permaneceram na análise multivariada (Tabela 2).

Tabela 2 Análise multivariada dos marcadores sociodemográficos associados ao excesso ponderal em adultos jovens escolares 

Variáveis ORajustadoIC 95%
Situação conjugal
Com companheiro (a) 1,54(1,01-2,37)
Sem companheiro (a) 1
Filhos
Sim 1,58(1,03-2,43)
Não 1

OR - odds ratio; IC - intervalo de confiança

Identificadas as variáveis com p<0,20, procedeu-se à análise multivariada, com a etapa de ajuste. Ao ser analisado o efeito das variáveis sobre o excesso ponderal, continuaram significativas a situação conjugal (p=0,047) e filhos (p=0,036), de acordo com o que está apresentado na tabela 2.

Discussão

Contextualizar as vulnerabilidades individuais no cenário desse agravo complexo requer a tentativa de relacionar possíveis condicionantes/determinantes como forma de entender as dimensões supostamente envolvidas em seu desenvolvimento. São dimensões que se alteram em decorrência de peculiaridades de distintas populações. No caso dos adultos jovens, trazer essa reflexão para dentro da escola remete a maior preocupação em lidar com esses indivíduos em locais de inserção cotidianos.

Nessa perspectiva de ampliação dos olhares voltados para o excesso ponderal, estabeleceu-se neste estudo uma abordagem que agrupou as possíveis vulnerabilidades individuais do agravo em questão em um bloco referente às características sociodemográficas, evidenciado nas tabelas 1 e 2. Para as discussões acerca do conceito de vulnerabilidade, as questões relacionadas à situação conjugal e filhos se enquadram dentro das relações familiares da dimensão individual, como proposto no quadro analítico do conceito de vulnerabilidade.(10)

Ao iniciar a discussão sobre as questões sociodemográficas, observou-se que a situação conjugal e filhos estiveram associados ao excesso ponderal na análise inferencial. Tais questões corroboram publicações existentes na área e demonstram que estes marcadores sociodemográficos influenciam a manutenção ou exposição a esse estado nutricional.(7)

Nesse contexto, verifica-se que o casamento ou união estável podem afetar positivamente a saúde, mas também podem afetá-la negativamente. Este fato pode ser visto por meio da observação do ganho de peso após definição da relação conjugal estável, aumentando as proporções de homens e mulheres com excesso ponderal.(11)

A situação conjugal “com companheiro” (a), identificada neste estudo, apresentou associação estatística significativa com o excesso ponderal tanto na análise bivariada (OR=1,79; [1,19;2,68]; p=0,005) como na multivariada (OR=1,54; [1,01;2,37]; p=0,047). Corroborando estes achados, uma pesquisa realizada na região metropolitana de Fortaleza-Ceará-Brasil(7) identificou os fatores para o excesso de peso em adultos jovens. Nele, encontrou-se que ser casado (a) ou em união estável apresentou maior chance de ter excesso de peso tanto na análise univariada (OR=2,85; [1,79;4,55]; p=0,001), quanto na multivariada (OR=2,95; [1,82;4,78]; p=0,001). Apesar dos estudos terem sido realizados em cidades diferentes, houve resultados comuns relacionados à situação conjugal.

Quando verificada esta relação em adultos de modo geral, o resultado não foi diferente, dado que a situação conjugal também teve relação com o excesso ponderal. Este fato também foi semelhante em um estudo transversal realizado com adultos na região Norte do Brasil,(12) que concluiu que os homens que tinham companheira (p<0,001) apresentavam maior razão de prevalência de EP em relação aos que não tinham companheira (RP=1,88 [1,49;2,37]). Em outra pesquisa entre indivíduos adultos de Teresina-Piauí-Brasil que possuíam união estável, 44,8% (p=0,014) das mulheres apresentaram excesso ponderal, sendo essa proporção de 54,8% entre os homens (p=0,0008).(13)

Outro marcador associado ao excesso ponderal foi a variável “filhos”, que apresentou associação significativa na análise univariada (OR=1,82; [1,21;2,73]; p=0,004) e multivariada (OR= 1,58; [1,03-2,43]; p<0,036). A relação encontrada entre ter filhos e excesso ponderal pode ser explicada porque durante a gestação do filho as mulheres apresentam ganho ponderal e muitas apresentam dificuldade em perder os quilogramas adquiridos neste período.

Tal fato foi observado em estudo que analisou a retenção de peso após o parto. Este evidenciou que a frequência de mulheres com nível de retenção de peso considerado excessivo no período pós-parto foi elevada, chegando a 15%,(14) o que também foi observado em pesquisa internacional.(15)No entanto, como observado no modelo inicial deste estudo, o sexo não apresentou relação com o excesso ponderal individualmente. Esse achado deve ser investigado com maior acurácia em estudos posteriores, prevendo a possível relação entre as variáveis sexo e filhos.

A mudança no estado conjugal favorece o aumento de peso, mas vai depender de outras especificidades individuais relacionadas a cada cônjuge. Verifica-se que o contexto do casamento e a chegada dos filhos, ou o contrário, podem influenciar o ganho de peso devido às mudanças no comportamento social ligados à autoimagem, gênero e discussão familiar sobre o tema, principalmente devido ao casamento em idade tão jovem. Este aspecto foi identificado em estudo sobre relacionamentos de casais em Nova Iorque que abordou a importância das diferenças sociais nas relações de peso corporal dos casais, principalmente em relação ao nível de satisfação com o peso e processos de comparação social(16) e em estudo sobre professores da rede escolar estadual do município de Jequié-Bahia-Brasil, com prevalência de sobrepeso ou obesidade elevada entre os casados ou em união estável.(17)

Apesar das evidências de que ter companheiros e ter filhos vulnerabiliza os adultos jovens ao excesso ponderal, o modelo final explicou de forma parcial o desfecho em questão. Como visto, o excesso ponderal não se limita ao indivíduo, ele está ligado ao sistema familiar e social como um todo e, portanto, precisa ser tratado como agravo multideterminado. Faz-se necessário expandir as discussões para a totalidade das relações da pessoa em excesso ponderal, considerando também as vulnerabilidades contextuais. Incluir a família no tratamento da obesidade, não como fonte de suporte, mas como agente primordial de mudança possivelmente acarretará resultados melhores em longo prazo.

Os marcadores aqui utilizados podem ser utilizados por profissionais de saúde para melhorar suas ações, direcionando sua prática para a educação em saúde. Dentre esses profissionais, o enfermeiro se sobressai como educador desde sua formação e pode intervir de forma planejada e sistematizada diante da demanda das pessoas sob seu cuidado. Um grupo específico que merece atenção é o dos jovens escolares, que se beneficia com as práticas de promoção da saúde realizada pelos enfermeiros no Programa Saúde na Escola. Para se ter efetividade em relação à mudança de hábitos nesse tipo de programa é necessário que se utilizem dados epidemiológicos para a ação direcionada das intervenções, inclusive com encaminhamento para outros profissionais, quando necessário, e trabalho em equipe.

Os dados sociodemográficos aqui relacionados com o excesso ponderal também alertam para uma reflexão sobre o planejamento familiar realizado pelo enfermeiro, de modo que esse não se restrinja apenas a questões reprodutivas, mas que também associem orientações sobre estilo de vida, uma vez que com o casamento e a chegada dos filhos há a necessidade de reorganização desse novo processo de vida, que mostrou influenciar o excesso ponderal. Como esse pode apresentar disfunções de diversas ordens, deve ser minimizado ou evitado com ações de promoção da saúde em qualquer fase da vida.

Acrescenta-se, ainda, que existiram limitações para esse estudo, uma vez que não se pôde estabelecer uma amostragem estratificada e, consequentemente, foi utilizada uma amostragem não probabilística. O caráter transversal deste estudo também limita inferências de cunho longitudinal. No entanto, o modelo aqui evidenciado reafirma a existência de marcadores sociodemográficos relacionados ao excesso ponderal.

Conclusão

O excesso ponderal está associado significativamente à situação conjugal e filhos, sendo que os adultos jovens escolares que têm companheiros e filhos estão vulneráveis ao excesso ponderal. No entanto, o modelo aqui previsto indica que outros marcadores também estão associados ao referido estado nutricional, ratificando o agravo como multifatorial e determinado/condicionado por diferentes questões, sejam elas individuais, sociais ou relacionadas aos serviços de saúde. Acredita-se que o modelo em questão indica a existência de outros marcadores que podem levar ao excesso ponderal, devendo ser investigadas questões sobre a dinâmica familiar, incluindo marcadores das dimensões citadas.

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