Introdução

A alimentação inadequada é um fator de risco para o desenvolvimento de doenças crônicas não transmissíveis (DCNT)^{1 , 2 , 3 , 4 , 5} que vem sendo observado entre jovens em diversos países, inclusive o Brasil. Em nosso país, os hábitos alimentares entre os adolescentes têm sido caracterizados pelo alto consumo de produtos ultraprocessados⁶, que são ricos em gorduras, açúcares e sódio, e baixo consumo de frutas e hortaliças^{7 , 8 , 9 , 10 , 11 , 12 , 13}.

Tradicionalmente, os estudos de epidemiologia nutricional avaliam a relação da saúde com a ingestão de nutrientes ou alimentos. Na perspectiva da saúde pública, é fundamental estudar padrões alimentares, pois as pessoas não consomem nutrientes ou um único tipo de alimento isoladamente, mas, sim, a combinação de vários alimentos e nutrientes. Desta forma, a identificação de padrões alimentares surgiu como alternativa à avaliação do consumo alimentar baseada apenas em alimentos e nutrientes e a sua implementação em políticas públicas pode ser útil por facilitar a compreensão da alimentação da população^{14 , 15 , 16 , 17}.

Entre as atividades que revelam o empenho mundial para prevenção e controle das DCNT está a implementação bem sucedida de sistemas de vigilância de fatores de risco e de proteção à saúde em diversos países^{18 , 19 , 20}. Com objetivo de subsidiar políticas de saúde voltadas aos jovens, a Organização Mundial da Saúde (OMS) propôs a criação de sistemas de vigilância de fatores comportamentais de risco e de proteção para DCNT específicos para os adolescentes a serem desenvolvidos no ambiente escolar²¹.

Seguindo esta recomendação da OMS e baseando-se em experiências prévias de sistemas internacionais ^{18 , 19 , 20} e nacionais^{10 , 22 , 23}, o Brasil estruturou um sistema de vigilância de fatores de risco e proteção à saúde de adolescentes baseado em inquéritos regulares realizados em escolas, denominado Pesquisa Nacional de Saúde Escolar(PeNSE) ²⁴. Até o momento, foram realizadas duas edições dessa pesquisa: uma em 2009 e outra em 2012^{24 , 25}.

Assim como ocorre com os sistemas de vigilância dirigidos a adolescentes em outros países^{26 , 27 , 28 , 29 , 30 , 31 , 32 , 33} as análises sobre consumo alimentar realizadas com a base de dados gerada pelo sistema brasileiro têm sido restritas ao exame, em separado, de alimentos e práticas marcadores de alimentação saudável e não saudável^{24 , 25 , 34}. O presente estudo tem como objetivo identificar e descrever, com base na PeNSE 2009, a prevalência de padrões alimentares nas 26 capitais brasileiras e no Distrito Federal e analisar sua associação com o Índice de Desenvolvimento Humano Municipal (IDH-M).

Métodos

Resultados

A análise de cluster produziu os três padrões alimentares descritos a seguir. O primeiro padrão, nomeado saudável (com 16.117 casos), foi caracterizado pelo consumo mais frequente de todos os alimentos MAS (hortaliças cozidas, frutas, leite, hortaliças cruas e feijão) e menos frequente de todos os alimentos MANS (biscoitos doces, biscoitos salgados, guloseimas, refrigerante, salgados fritos, embutidos e batata frita). O segundo padrão, não saudável (n = 20.202), foi caracterizado pelo consumo mais frequente de todos os alimentos MANS e menos frequente de todos os alimentos MAS. O terceiro padrão, misto (n = 24.635), foi caracterizado pela menor discrepância entre o consumo semanal dos alimentos avaliados, ou seja: por uma frequência de consumo de alimentos MAS mais próxima da de alimentos MANS. Nesse padrão, o consumo de alimentos MAS foi menos frequente que o observado entre os adolescentes classificados como apresentando padrão saudável e consumo de alimentos MANS foi menos frequente que o observado entre os adolescentes classificados como apresentando padrão não saudável.

A Figura 1 expressa a frequência semanal média de consumo dos alimentos selecionados de acordo com o padrão alimentar. Foi observada diferença estatisticamente significativa entre a frequência semanal média de consumo de todos os alimentos avaliados entre os três padrões alimentares identificados (valor de p < 0,001). Sendo que os alimentos biscoitos doces, biscoitos salgados e hortaliças cozidas foram os que apresentaram valores superior de estatística F e mais contribuíram para discriminar os três padrões alimentares (dados não apresentados). Em geral, a consistência interna observada para os padrões saudável, misto e não saudável foi considerada satisfatória, com valores de alfa de Cronbach, respectivamente, 0,56, 0,65 e 0,75.

Figura 1  Frequência semanal média de consumo dos alimentos selecionados de acordo com o padrão alimentar de escolares do 9(o) ano do Ensino Fundamental das capitais brasileiras e do Distrito Federal. Pesquisa Nacional de Saúde do Escolar, 2009 (PeNSE 2009). 

Para o conjunto de alunos estudados, a distribuição observada para os padrões saudável, misto e não saudável foi de, respectivamente, 27,7%, 37,7% e 34,6%. Essa distribuição não foi homogênea nem entre as Regiões nem dentro de cada uma delas (Table 1).

Analisando a média obtida para o conjunto das capitais de cada uma das regiões do país, a proporção de adolescentes classificados como pertencentes ao padrão saudável nas regiões Sudeste (31,5%), Sul (33,9%) e Centro-oeste (34,5%) é superior à observada para o total de alunos avaliados (27,7%). Já as regiões Norte e Nordeste apresentaram proporção inferior para esse padrão alimentar (20,6 e 18,6%, respectivamente). O padrão misto foi mais frequente nas regiões Norte (50,5%) e Nordeste (46,2%) e menos frequente nas regiões Centro-oeste (33%) e Sudeste (31,8%). Os adolescentes das regiões Norte e Sul apresentaram proporção inferior ao conjunto de adolescentes estudados (34,6%) para o padrão não saudável (respectivamente 28,4 e 30,5%).

Destaca-se a diferença nas prevalências do padrão saudável entre os municípios das Regiões Norte [16,2% em Macapá (Amapá) a 31,9% em Palmas (Tocantins)] e Nordeste [de 14,8% em Recife (Pernambuco) a 25,7% em Teresina (Piauí)]. Em relação ao padrão não saudável, as diferenças mais marcantes também foram encontradas nessas duas regiões brasileiras, com prevalências variando, respectivamente, de 37,3% [em Rio Branco (Acre)] a 27,3% [em Manaus (Amazonas)] e de 47% (em Recife) a 25,3% [em São Luiz (Maranhão)]. Os sete municípios classificados como muito alto desenvolvimento humano [valor de IDH-M entre 0,8 e 1, a saber, Florianópolis (Santa Catarina), Vitória (Espírito Santo), Brasília (Distrito Federal), Curitiba (Paraná), Belo Horizonte (Minas Gerais), Porto Alegre (Rio Grande do Sul) e São Paulo] estavam entre os oito com maiores prevalências do padrão saudável e entre os cinco com menores prevalências do padrão misto.

O IDH-M apresentou correlação positiva (coeficiente de correlação de Pearson = 0,773) com o padrão alimentar saudável e negativa (coeficiente de correlação de Pearson = 0,676) para o padrão alimentar misto (valor de p < 0,001). Não houve correlação entre IDH-M e padrão não saudável (Figura 2). Resultados similares também foram observados para os componentes do IDH-M: renda, educação e longevidade (resultados não apresentados). Ainda que não seja muito largo o espectro de variação do IDH-M nos municípios estudados (de 0,721 a 0,847), podem ser observadas três situações distintas quanto à relação entre os padrões alimentares e o IDH-M. No primeiro terço da distribuição de IDH-M (até 0,756), foi observada estabilidade dos três padrões alimentares, sendo que os padrões misto e saudável apresentaram, respectivamente, a maior e a menor prevalências. No segundo terço, que abarca municípios com IDH-M entre 0,757 e 0,795, observou-se aumento da prevalência do padrão saudável e redução da prevalência do padrão misto com o aumento do IDH-M. Já no terceiro terço, (IDH-M maior que 0,795) os municípios apresentaram proporções similares dos padrões saudável e misto. Somente nesse último terço, em que estão os municípios com IDH-M classificados como muito alto (≥ 0,800), as prevalências do padrão saudável superam aquelas do padrão não saudável.

Figura 2  Proporção de escolares do 9o ano do Ensino Fundamental em cada padrão alimentar segundo Índice de Desenvolvimento Humano Municipal (IDH-M) das capitais brasileiras e do Distrito Federal. Pesquisa Nacional de Saúde do Escolar, 2009 (PeNSE 2009). 

A análise de variância corroborou os resultados apresentados na Figura 2: apontou que os municípios do terceiro terço da distribuição do IDH-M apresentaram maior proporção de adolescentes pertencentes ao padrão saudável e menor proporção daqueles pertencentes ao padrão misto quando comparados com aqueles do primeiro e segundo terços de IDH-M. Também segundo essa análise não foi observada correlação entre o padrão não saudável e IDH-M (Table 2).

Discussão

Os padrões alimentares observados caracterizam o consumo alimentar de estudantes do 9º ano de escolas públicas e privadas das capitais brasileiras e do Distrito Federal. Foram identificados três padrões alimentares: saudável, não saudável e misto. Em geral, o padrão alimentar dos adolescentes avaliados não é satisfatório. Foram observadas baixas proporções do padrão saudável entre os municípios avaliados. Observaram-se diferenças nas prevalências dos padrões tanto inter quanto intrarregionais, com maior heterogeneidade nas regiões Norte e Nordeste. Maiores proporções do padrão saudável foram observadas entre adolescentes das capitais das regiões Sudeste, Sul e Centro-oeste. O IDH-M apresentou associação direta com a prevalência do padrão saudável e inversa com a do padrão misto, não sendo observada associação entre este índice e o padrão não saudável. Diferenças na relação entre as prevalências dos padrões alimentares foram observadas em cada terço da distribuição do IDH-M.

As diferenças das proporções dos padrões alimentares identificados tanto intra e inter-regionalmente quanto segundo o IDH-M apontam para a necessidade de se conhecer melhor cada contexto local, seja no tocante à magnitude dos eventos, seja no exame dos determinantes dessas diferentes realidades. Estudos adicionais são necessários para que se possam compreender melhor essas diferenças. Ainda assim, tendo e vista a associação positiva entre padrão alimentar saudável e IDH-M, é razoável supor que o efeito sinérgico entre escolaridade, renda e condições de saúde (que se expressam sinteticamente no indicador de longevidade) contribua para a determinação das práticas alimentares mais saudáveis. Por outro lado, a não associação das prevalências do padrão não saudável com o aumento do IDH-M sugerem a uniformização do acesso a alimentos como guloseimas, biscoitos e refrigerantes.

A comparação dos nossos achados com os de outros estudos deve ser realizada com cautela em função das diferenças nas características da população estudada e nos instrumentos utilizados para avaliação do consumo alimentar. Adicionalmente, existem inúmeros modos empregados para extração dos padrões o que limita ainda mais a comparabilidade entre os estudos.

Por esse motivo, não foi realizado um cotejamento com dados pontuais de estudos específicos, mas, sim, a comparação com os resultados gerais - tais como a metodologia utilizada para identificação dos padrões, o número de padrões identificados e suas características centrais - de pesquisas realizadas em diferentes partes do mundo que buscaram identificar o padrão alimentar de adolescentes. Até o momento, os dois principais métodos empregados para identificação dos padrões alimentares nesta faixa etária têm sido a análise fatorial^{42 , 44 , 45 , 46 , 47 , 48} e a análise de cluster ^{42 , 49 , 50}.

Em geral, são identificados dois ou três padrões alimentares, sendo um representado pelo consumo de alimentos saudáveis (protetor)^{44 , 45 , 46 , 48} outro, por alimentos não saudáveis (fast food ou ocidental)^{42 , 44 , 45 , 46 , 47 , 50} e o terceiro, por uma alimentação tradicional do local avaliado ^{46 , 47 , 48 , 49}.

Em consonância com os trabalhos realizados com adolescentes que utilizaram análise de cluster, o presente estudo observou elevada prevalência do padrão alimentar caracterizado pelo consumo frequente de alimentos MANS e baixo consumo de alimentos MAS^{42 , 49 , 50}. Entre adolescentes coreanos, foi observada a existência do padrão modificado ou de transição, equivalente ao padrão misto aqui descrito, caracterizado pelo menor consumo de alimentos MAS (hortaliças, frutas e leite) e pelo consumo intermediário de alimentos MANS (refrigerantes, batata, biscoitos e guloseimas), quando comparado aos outros dois padrões identificados (tradicional e ocidental)⁴⁸. A primeira iniciativa brasileira de avaliar o padrão alimentar de adolescentes com base em inquéritos utilizados por sistemas de vigilância ocorreu no Rio de Janeiro⁵¹ na qual foi utilizado um questionário muito semelhante ao da PeNSE²⁴. Identificaram-se quatro padrões entre os adolescentes do Município do Rio de Janeiro. Seus padrões extremos ("A" e "D") se assemelham aos padrões saudável e não saudável identificados no presente estudo. Nos dois estudos, os alimentos que apresentaram maior capacidade de discriminar os padrões identificados foram biscoitos doces, biscoitos salgados, hortaliças cozidas e frutas⁵¹.

Também realizamos o cotejamento dos nossos resultados com o estudo que investigou a evolução temporal do padrão alimentar de adultos avaliados pelo Sistema de Vigilância de Fatores de Risco e Proteção para Doenças Crônicas por Telefone (VIGITEL)⁴³. Embora os estudos enfoquem indivíduos de faixas etárias distintas, ambos apresentam dados sobre o Distrito Federal e as 26 capitais brasileiras. Além disso, apresentam similaridades metodológicas tanto em relação aos alimentos avaliados quanto à utilização da análise de cluster para identificação dos padrões alimentares. A avaliação do padrão alimentar com dados do VIGITEL identificou dois padrões alimentares: o primeiro, caracterizado por práticas ou pelo consumo de alimentos considerados saudáveis e o segundo, caracterizado pelo consumo de alimentos considerados não saudáveis. Embora tenha sido identificado um padrão composto por alimentos considerados saudáveis e outro por alimentos considerados não saudáveis, aproximadamente 90% dos indivíduos foram classificados como pertencentes ao padrão saudável. Os autores destacam que a identificação dos padrões alimentares não se mostrou satisfatória, pois a elevada prevalência do padrão saudável não é característica do hábito alimentar da população brasileira. Além disso, diferentemente dos achados do presente estudo, não foram observadas diferenças de médias de consumo dos alimentos investigados entre os dois clusters identificados⁴³.

Uma vez que não foi encontrado outro estudo que relacionasse o padrão alimentar com o IDH-M e seus três componentes (educação, longevidade e renda), compararam-se os resultados do presente estudo com outros que avaliaram a associação entre padrão alimentar e características socioeconômicas de adolescentes. Enquanto, em nosso estudo, o padrão não saudável não apresentou correlação com o IDH-M, no México o padrão ocidental foi positivamente associado ao grau de instrução dos adolescentes e ao índice de qualidade habitacional⁴². Por outro lado, esse padrão apresentou associação inversa com renda na Austrália⁴⁴, com nível socioeconômico na Alemanha ⁴⁶ e com renda e com grau de instrução materna em Salvador (Bahia)⁴⁷. Já em relação ao padrão saudável, nossos achados corroboram os de outros estudos, que encontraram associação positiva entre este padrão alimentar e nível socioeconômico ^{45 , 46}, terço de escore de bens de consumo⁵¹ e grau de instrução materna⁴⁴.

No tocante aos aspectos metodológicos, a principal limitação é o fato de o questionário utilizado pela PeNSE 2009 não permitir a análise detalhada, tanto quantitativa quanto qualitativa, da alimentação dos adolescentes, uma vez que engloba um número restrito de alimentos/grupos de alimentos. Ainda assim, o número de marcadores avaliados é considerado satisfatório para as finalidades do sistema de vigilância e é semelhante ao empregado por outros sistemas similares existentes no mundo^{26 , 27 , 28 , 29 , 30 , 31 , 32 , 33}.

Outra potencial limitação seria o fato de a utilização de um questionário referente a sete dias comprometer a estimativa do consumo usual dos adolescentes avaliados⁵². Entretanto, o bloco de perguntas concernentes a alimentação apresentou desempenho satisfatório em estudo de validação do instrumento realizado com escolares do 9^o ano do Município do Rio de Janeiro⁵³. Resultados similares vêm sendo encontrados em sistemas de monitoramento dirigidos a adolescentes em outros países que também se baseiam em aplicação de questionário auto-preenchido ^{54 , 55}.

Em relação ao método estatístico escolhido para identificação dos padrões alimentares, embora o emprego da análise de cluster não hierárquica k-means exija a definição prévia do número de padrões que serão identificados, foram realizados, previamente, procedimentos complementares para definição do número de clusters ^{17 , 40 , 56}.

O fato de o método de cluster identificar padrões mutuamente excludentes poderia ser considerado como limitação, dado que é possível um mesmo indivíduo estar aderido a mais de um padrão⁵¹. No entanto, a característica do método de cluster de identificar padrões mutuamente excludentes foi um dos motivos para sua aplicação, dado que o objetivo do presente estudo foi estimar prevalências e compará-las entre os municípios. Para isso era necessário gerar uma variável composta por categorias mutuamente excludentes. Essa forma de analisar os dados está alinhada aos objetivos de sistemas de vigilância de fatores de risco e proteção à saúde, que se propõem a descrever eventos, magnitudes, distribuições e tendências de eventos de interesse.

Adicionalmente, mesmo com a utilização de uma quantidade restrita de alimentos para realização da análise de cluster, os padrões alimentares identificados apresentaram consistência interna e confiabilidade satisfatória. Ao realizar a análise de cluster em subamostras, identificou-se resultado similar ao descrito para o total de adolescentes avaliados^{40 , 41 , 42}.

Em relação ao processo de imputação de dados faltantes realizado, a árvore de classificação consiste em um método de estratificação que utiliza um conjunto de características dos adolescentes que possuem as informações completas para as variáveis a serem imputadas e os classifica em grupos homogêneos, com base nessas características³⁶. Embora a predição do consumo alimentar envolva características que vão além das variáveis utilizadas no processo de imputação realizado, foi observada similaridade da distribuição das variáveis antes e após a imputação. Adicionalmente, a análise de cluster foi realizada somente com os indivíduos que possuíam informações completas e os resultados foram mantidos.

Um dos pontos positivos do presente estudo é o fato de o desenho amostral ter sido estruturado de modo a representar os estudantes do 9º ano de escolas públicas e privadas das capitais brasileiras e do Distrito Federal. A análise de cluster é considerada boa quando a amostra é representativa da população para a qual os dados serão extrapolados⁴⁰.

Além de os resultados serem representativos, outro destaque é o ineditismo das análises realizadas, pois, pela primeira vez, foi realizada avaliação do padrão alimentar com base em informações oriundas de um sistema de vigilância dirigidos a adolescentes. Até o presente momento, as análises sobre consumo alimentar realizadas pelo sistema brasileiro^{24 , 34} e por sistemas de vigilância de outros países^{28 , 29 , 30} se restringiam ao exame, em separado, dos alimentos marcadores de alimentação saudável e não saudável. Adicionalmente, pela primeira vez no país, foi realizada uma análise que articulou o IDM-M com informações sobre o padrão alimentar de adolescentes de todas as capitais brasileiras e do Distrito Federal.

A aplicação da análise de cluster permitiu a identificação de padrões alimentares capazes de classificar os adolescentes quanto à presença de fatores de risco e de proteção à saúde relacionados com a alimentação. A não sobreposição dos intervalos de confiança das prevalências dos padrões de cada região com o do total de indivíduos estudados sugere que exista uma real diferença dos padrões alimentares nas regiões brasileiras. A estimativa da distribuição dos padrões alimentares de adolescentes em cada município das capitais do Brasil permite conhecer de forma mais detalhada a dinâmica alimentar deste grupo populacional, propiciando a elaboração de ações de promoção da saúde mais adequadas a cada realidade.

A realização de análises similares com edições da PeNSE subsequentes à utilizada no presente estudo permitirão o acompanhamento da evolução temporal do padrão alimentar entre os adolescentes das capitais. Também será possível expandir as análises para os municípios do interior das capitais brasileiras, uma vez que a segunda edição da PeNSE, realizada em 2012, foi dimensionada de modo a estimar parâmetros populacionais para o país como um todo.

Em um sistema vigilância, o objetivo de se avaliar a alimentação não é o de gerar estimativas precisas da quantidade ingerida de determinados nutrientes, mas, sim, estimar a ocorrência de marcadores de consumo alimentar de interesse para o monitoramento de fatores de risco para DCNT. Tendo em vista este propósito, a análise do padrão alimentar apresentada nesse estudo é oportuna no contexto do sistema de vigilância dirigido aos adolescentes no Brasil, pois permitiu avaliar a alimentação de uma forma global, contribuindo para o aprofundamento do conhecimento sobre a realidade dos adolescentes no tocante ao consumo alimentar e fornecendo subsídios para consolidação do sistema brasileiro de vigilância de fatores de risco e proteção à saúde de adolescentes.