RESUMO:

Objetivo:

Descrever e analisar a tendência dos padrões alimentares praticados pela população adulta de 18 a 44 anos das capitais brasileiras entre os anos de 2007 e 2012.

Métodos:

Padrões alimentares foram identificados com análise de componentes principais (ACP). Na análise, foram retidos os componentes com autovalores > 1,0 e foram destacadas cargas fatoriais (CF) superiores a |0,2|. Após a identificação de quatro padrões foram gerados escores padronizados com média zero para cada. As médias foram apresentadas para cada padrão segundo sexo, faixa etária, escolaridade e ano de monitoramento. A variação temporal da média dos escores dos padrões foi estimada por regressão linear.

Resultados:

Foram identificados quatro padrões alimentares na população: prudente, transição, ocidental e tradicional. Houve tendência de aumento das médias de escore dos padrões: prudente, ocidental e tradicional, e redução da média de escore do padrão transição. Maior aderência ao padrão prudente entre indivíduos mais escolarizados. Maior aderência aos padrões ocidental e tradicional entre indivíduos menos escolarizados.

Conclusão:

Políticas públicas direcionadas aos indivíduos menos escolarizados e homens são necessárias por causa da maior adesão aos padrões alimentares não saudáveis.

Palavras-chave:
Comportamento Alimentar; Vigilância; Adulto

INTRODUÇÃO

Alimentação inadequada está entre os fatores de risco relacionados às doenças crônicas não transmissíveis (DCNT)¹1. Brasil. Ministério da Saúde. Plano de ações estratégicas para o enfrentamento das doenças crônicas não transmissíveis (DCNT) no Brasil 2011-2022. Brasília: Ministério da Saúde; 2011.^,22. Malta DC, Felisbino-Mendes MS, Machado ÍE, Passos VM de A, Abreu DMX de, Ishitani LH, et al. Fatores de risco relacionados à carga global de doença do Brasil e Unidades Federadas, 2015. Rev Bras Epidemiol 2017; 20(Supl. 1): 217-32. http://doi.org/10.1590/1980-5497201700050018
https://doi.org/http://doi.org/10.1590/1... ^,33. World Health Organization. Noncommunicable Diseases: Progress Monitor 2015. Genebra: World Health Organization; 2015. e à obesidade¹1. Brasil. Ministério da Saúde. Plano de ações estratégicas para o enfrentamento das doenças crônicas não transmissíveis (DCNT) no Brasil 2011-2022. Brasília: Ministério da Saúde; 2011.. A Pesquisa Nacional de Saúde (PNS) 2013 atualizou as prevalências de excesso de peso, estimada em 56,9%, e obesidade, em 20,8%⁴4. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Pesquisa Nacional de Saúde: 2013: Ciclos de vida: Brasil e grandes regiões. Rio de Janeiro: Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística; 2015., no Brasil.

Com a transição nutricional, as preparações culinárias feitas em domicílio e geralmente baseadas em alimentos in natura e minimamente processados foram substituídas por alimentos prontos e ultraprocessados como pizzas, sanduíches e refrigerantes⁵5. Popkin BM, Adair LS, Ng SW. Global nutrition transition and the pandemic of obesity in developing countries. Nutr Rev 2012; 70(1): 3-21. http://doi.org/10.1111/j.1753-4887.2011.00456.x
https://doi.org/http://doi.org/10.1111/j... ^,66. Popkin BM. Nutrition transition and the global diabetes epidemic. Curr Diab Rep 2015; 15: 64. http://doi.org/10.1007/s11892-015-0631-4
https://doi.org/http://doi.org/10.1007/s... . A redução da oferta de alimentos frescos e a distribuição mundial de redes de supermercados padronizou o consumo de alimentos no mundo⁵5. Popkin BM, Adair LS, Ng SW. Global nutrition transition and the pandemic of obesity in developing countries. Nutr Rev 2012; 70(1): 3-21. http://doi.org/10.1111/j.1753-4887.2011.00456.x
https://doi.org/http://doi.org/10.1111/j... . Entre os efeitos sobre a dieta destacam-se: aumento do consumo de carboidratos refinados, óleos comestíveis, bebidas açucaradas, alimentos de origem animal e redução da ingestão de leguminosas, frutas, legumes e verduras⁵5. Popkin BM, Adair LS, Ng SW. Global nutrition transition and the pandemic of obesity in developing countries. Nutr Rev 2012; 70(1): 3-21. http://doi.org/10.1111/j.1753-4887.2011.00456.x
https://doi.org/http://doi.org/10.1111/j... ^,66. Popkin BM. Nutrition transition and the global diabetes epidemic. Curr Diab Rep 2015; 15: 64. http://doi.org/10.1007/s11892-015-0631-4
https://doi.org/http://doi.org/10.1007/s... .

No Brasil, segundo dados da Pesquisa de Orçamentos Familiares (POF) 2008-2009, o padrão alimentar dos brasileiros excedia as recomendações de densidade energética, proteína, açúcar livre, gordura trans e sódio, e apresentava quantidades insuficientes de fibras alimentares e potássio⁷7. Louzada MLC, Martins APB, Canella DS, Baraldi LG, Levy RB, Claro RM, et al. Ultra-processed foods and the nutritional dietary profile in Brazil. Rev Saúde Pública 2015; 49. http://doi.org/10.1590/S0034-8910.2015049006132
https://doi.org/http://doi.org/10.1590/S... . A PNS 2013 permitiu a descrição de hábitos alimentares da população brasileira, a frequência do consumo regular de feijão foi de 71,9%⁸8. Jaime PC, Stopa SR, Oliveira TP, Vieira ML, Szwarcwald CL, Malta DC. Prevalência e distribuição sociodemográfica de marcadores de alimentação saudável, Pesquisa Nacional de Saúde, Brasil 2013. Epidemiol Serv Saúde 2015; 24(2): 267-76. http://doi.org/10.5123/S1679-49742015000200009
https://doi.org/http://doi.org/10.5123/S... , o consumo recomendado de frutas e hortaliças foi de 37,3%⁸8. Jaime PC, Stopa SR, Oliveira TP, Vieira ML, Szwarcwald CL, Malta DC. Prevalência e distribuição sociodemográfica de marcadores de alimentação saudável, Pesquisa Nacional de Saúde, Brasil 2013. Epidemiol Serv Saúde 2015; 24(2): 267-76. http://doi.org/10.5123/S1679-49742015000200009
https://doi.org/http://doi.org/10.5123/S... , o de carne ou frango com excesso de gordura foi de 37,2%⁹9. Claro RM, Santos MAS, Oliveira TP, Pereira CA, Szwarcwald CL, Malta DC. Consumo de alimentos não saudáveis relacionados a doenças crônicas não transmissíveis no Brasil: Pesquisa Nacional de Saúde, 2013. Epidemiol Serv Saúde 2015; 24(2): 257-65. http://doi.org/10.5123/S1679-49742015000200008
https://doi.org/http://doi.org/10.5123/S... e o regular de refrigerante ou suco artificial foi de 23,4%⁹9. Claro RM, Santos MAS, Oliveira TP, Pereira CA, Szwarcwald CL, Malta DC. Consumo de alimentos não saudáveis relacionados a doenças crônicas não transmissíveis no Brasil: Pesquisa Nacional de Saúde, 2013. Epidemiol Serv Saúde 2015; 24(2): 257-65. http://doi.org/10.5123/S1679-49742015000200008
https://doi.org/http://doi.org/10.5123/S... .

Neste estudo, propõe-se ir além da estimativa dos indicadores tradicionais do consumo alimentar e utilizar uma abordagem que expressa as variáveis de consumo alimentar em padrões. Os indivíduos não consomem apenas um determinado nutriente ou alimento, a alimentação é composta por diferentes alimentos e práticas alimentares. Os padrões alimentares podem ser utilizados como análise fim ou de maneira a complementar o estudo do consumo alimentar da população¹⁰10. Hu FB. Dietary pattern analysis: a new direction in nutritional epidemiology. Curr Opin Lipidol 2002; 13(1): 3-9. http://doi.org/10.1097/00041433-200202000-00002
https://doi.org/http://doi.org/10.1097/0... . No Brasil, padrões alimentares foram identificados com base nos dados de aquisição de alimentos da POF 2002-2003 para cada região. No estudo, padrão alimentar caracterizado principalmente por arroz e feijão foi identificado nas cinco regiões brasileiras¹¹11. Nascimento S, Barbosa FS, Sichieri R, Pereira RA. Dietary availability patterns of the brazilian macro-regions. Nutr J 2011; 10: 79. http://doi.org/10.1186/1475-2891-10-79. Com os dados da POF 2008-2009, foram identificados padrões alimentares para o café da manhã: Norte brasileiro (carga positiva para carnes, pratos feitos com milho, ovos, tubérculos/raízes/batatas, laticínios, salgadinhos/bolachas, sucos/bebidas de fruta/bebidas com soja); Ocidental (carga positiva para sucos/bebidas de fruta/bebidas com soja; sanduíches/pizza, salgados assados/fritos, chocolate/sobremesas, bolo/biscoitos) e Sudeste brasileiro (carga positiva para embutidos, leite, queijo, café/chá, pão). O padrão do Sudeste brasileiro esteve inversamente associado ao índice de massa corporal (IMC)¹²12. Baltar VT, Cunha DB, Santos RO, Marchioni DM, Sichieri R. Breakfast patterns and their association with body mass index in Brazilian adults. Cad Saúde Pública 2018; 34(6): e00111917. http://doi.org/10.1590/0102-311X00111917
https://doi.org/http://doi.org/10.1590/0... .

Portanto, o nosso objetivo foi descrever e analisar a tendência dos padrões alimentares praticados pela população de adultos de 18 a 44 anos das capitais brasileiras entre os anos de 2007 e 2012.

MÉTODOS

Estudo transversal com dados do Sistema de Vigilância de Fatores de Risco e Proteção para Doenças Crônicas por Inquérito Telefônico (VIGITEL) no período de 2007 a 2012 e seleção de indivíduos de 18 a 44 anos. Neste estudo foram incluídos 167.761 indivíduos: do inquérito de 2007, 31.291; do inquérito de 2008, 30.051; do inquérito de 2009, 29.310; do inquérito de 2010, 28.371; do inquérito de 2011; 27.133 e do inquérito de 2012 foram incluídos 21.605. No VIGITEL é realizada amostragem probabilística da população adulta (≥ 18 anos) residente em domicílios com pelo menos uma linha telefônica fixa no ano, nas capitais dos 26 estados brasileiros e no Distrito Federal¹³13. Brasil. Ministério da Saúde. VIGITEL Brasil 2012. Vigilância de fatores de risco e proteção para doenças crônicas por inquérito telefônico. Estimativas sobre frequência e distribuição sociodemográfica de fatores de risco e proteção para doenças crônicas nas capitais dos 26 estados brasileiros e no Distrito Federal em 2012. Brasília: Ministério da Saúde ; 2013..

O peso amostral permite a obtenção de estimativas para a população adulta residente em domicílios cobertos pela rede de telefonia fixa. O cálculo do peso amostral é o produto de dois fatores: o primeiro é o inverso do número de linhas telefônicas disponível no domicílio do entrevistado e o segundo é o número de indivíduos adultos residentes no domicílio do entrevistado¹³13. Brasil. Ministério da Saúde. VIGITEL Brasil 2012. Vigilância de fatores de risco e proteção para doenças crônicas por inquérito telefônico. Estimativas sobre frequência e distribuição sociodemográfica de fatores de risco e proteção para doenças crônicas nas capitais dos 26 estados brasileiros e no Distrito Federal em 2012. Brasília: Ministério da Saúde ; 2013.. O peso pós-estratificação de cada indivíduo é calculado pelo método rake. Esse peso iguala a composição sociodemográfica estimada para a população de indivíduos adultos residente em domicílios com pelo menos uma linha telefônica à composição sociodemográfica estimada para a população adulta residente em domicílios em cada cidade¹³13. Brasil. Ministério da Saúde. VIGITEL Brasil 2012. Vigilância de fatores de risco e proteção para doenças crônicas por inquérito telefônico. Estimativas sobre frequência e distribuição sociodemográfica de fatores de risco e proteção para doenças crônicas nas capitais dos 26 estados brasileiros e no Distrito Federal em 2012. Brasília: Ministério da Saúde ; 2013.. A variável de ponderação pesorake foi utilizada em todas as análises.

De acordo com dados da PNS 2013, a prevalência de obesidade aumenta com a idade até os 65 anos e no início da vida adulta as prevalências de obesidade são menores do que nas faixas etárias entre 45 e 64 anos⁴4. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Pesquisa Nacional de Saúde: 2013: Ciclos de vida: Brasil e grandes regiões. Rio de Janeiro: Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística; 2015.. O impacto do aumento da massa corporal sobre a qualidade de vida e a sua associação às morbidades pode influenciar as escolhas alimentares¹⁴14. Fernandes DPS, Duarte MSL, Pessoa MC, Franceschini SCC, Ribeiro AQ. Evaluation of diet quality of the elderly and associated factors. Arch Gerontol Geriatr 2017; 72: 174-80. http://doi.org/10.1016/j.archger.2017.05.006
https://doi.org/http://doi.org/10.1016/j... . A amostra selecionada neste estudo é composta por indivíduos adultos de 18 a 44 anos de idade com o objetivo de minimizar o impacto de mudanças em padrões alimentares em virtude do estado nutricional atual. O período selecionado neste estudo é de 2007 a 2012. Em 2006 algumas variáveis de consumo alimentar não possuíam a mesma codificação utilizada a partir de 2007, por isso não foi incluído. Análises adicionais com o uso da variável peso aos 20 anos, que foi coletada apenas até o ano de 2012, foram conduzidas e serão apresentadas em outra publicação, por isso o período de estudo é até 2012.

Mulheres grávidas e que não sabiam se estavam grávidas foram excluídas. Neste estudo foram utilizadas variáveis sociodemográficas: sexo, faixa etária (18-24 anos, 25-34 anos, 35-44 anos) e escolaridade (0-8 anos, 9-11 anos, 12 ou mais anos). As variáveis relacionadas à alimentação selecionadas foram: frequência semanal do consumo de feijão; de hortaliças; de hortaliças cruas; de hortaliças cozidas; de carne vermelha; de frango; de fruta; de refrigerante ou suco artificial; de leite; consumo diário de hortaliças e consumo de gordura visível. Neste estudo, utilizou-se mais de uma variável de hortaliças, pois cada uma descreve uma dimensão diferente do consumo alimentar. O consumo de hortaliças cozidas e cruas refere-se ao consumo semanal, enquanto o consumo diário de hortaliças se refere ao consumo nas refeições principais.

As variáveis de frequência semanal possuem a mesma codificação:

Consumo diário de hortaliças corresponde à somatória das respostas dadas às questões: “Num dia comum, o(a) senhor(a) come esse tipo de salada?” e “Num dia comum, o(a) senhor(a) come verdura ou legume cozido?”. Se o indivíduo respondia no almoço ou jantar, a essas questões se atribuía o número 1, e, se comia nas duas refeições, o número 2. A variável dicotômica consumo de gordura visível refere-se às respostas das questões: “Quando o(a) senhor(a) come carne vermelha com gordura, o(a) senhor(a) costuma...”; “Quando o(a) Senhor(a) come frango com pele, o(a) senhor(a) costuma...”, foram consideradas as respostas “comer com a gordura” e “comer com a pele” para atribuir o valor 1 a essa variável.

Os padrões alimentares foram identificados pela Análise de Componentes Principais (ACP). Esta é uma análise do tipo fatorial que reduz os dados em padrões baseados nas correlações entre as varáveis¹⁵15. Olinto MTA. Padrões Alimentares. In: Kac G, Sichieri R, Gigante DP, editores. Epidemiologia Nutricional. 20ªed. Rio de Janeiro: Fiocruz/Atheneu; 2007. p. 213-25.. As duas propriedades básicas da ACP são os autovalores e os autovetores da matriz. Os autovalores indicam o total da variância de cada componente, ordenados de acordo com aqueles que apresentam a maior retenção da variabilidade original¹⁶16. Jolliffe IT. Principal Component Analysis. 2ªed. Nova York: Springer; 2002.. Os autovetores são os componentes principais, e as Cargas Fatoriais (CF) correspondem aos cossenos dos ângulos entre os componentes principais e as variáveis originais, e eles definem o componente principal¹⁷17. Lyra W da S, Silva EC da, Araújo MCU de, Fragoso WD, Veras G. Classificação periódica: um exemplo didático para ensinar análise de componentes principais. Quim Nova 2010; 33(7): 1594-7. http://doi.org/10.1590/S0100-40422010000700030
https://doi.org/http://doi.org/10.1590/S... . CF positiva indica impacto positivo da variável no componente e negativa indica impacto negativo. Quanto maior o valor, maior é a contribuição da variável para aquele componente¹⁶16. Jolliffe IT. Principal Component Analysis. 2ªed. Nova York: Springer; 2002..

Na análise foram retidos os componentes com autovalores > 1,0, conforme a regra de Kaiser, e foram destacadas cargas fatoriais superiores a |0,2|¹⁶16. Jolliffe IT. Principal Component Analysis. 2ªed. Nova York: Springer; 2002.. O teste de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) foi utilizado para avaliar a adequação dos padrões formados ao conjunto de dados. O KMO varia entre 0 e 1, se o valor for abaixo de 0,5 é considerado inaceitável, entre 0,50 e 0,59 ruim, entre 0,60 e 0,69 medíocre, entre 0,70 e 0,79 razoável, entre 0,80 e 0,89 bom e entre 0,90 e 1,0 excelente¹⁸18. Kaiser HF. An index of factorial simplicity. Psychometrika 1974; 39: 31-6. http://doi.org/10.1007/BF02291575
https://doi.org/http://doi.org/10.1007/B... .

A ACP é uma técnica de reconhecimento ou descrição de padrões e não de classificação¹⁷17. Lyra W da S, Silva EC da, Araújo MCU de, Fragoso WD, Veras G. Classificação periódica: um exemplo didático para ensinar análise de componentes principais. Quim Nova 2010; 33(7): 1594-7. http://doi.org/10.1590/S0100-40422010000700030
https://doi.org/http://doi.org/10.1590/S... . Apesar disso, atribuíram-se rótulos para manter diálogo com a área, os rótulos não devem limitar a interpretação dos padrões alimentares. Após a identificação dos padrões, para cada um foram gerados escores padronizados com média zero, portanto, cada indivíduo tem escores em todos os padrões. A análise foi realizada para o conjunto de anos de monitoramento de 2007 a 2012. Os componentes retidos no conjunto 2007 a 2012 apresentam correlações superiores a 0,90, com os padrões retidos em cada ano separadamente. Após a extração, não foi aplicado nenhum tipo de rotação, pois os efeitos da rotação são únicos para cada matriz de dados.

A média dos escores e o erro padrão linearizado dos padrões alimentares foram apresentados segundo o ano de monitoramento, sexo e faixa etária. Gráfico de média do escore dos padrões alimentares segundo a escolaridade e o ano de monitoramento foi elaborado. A variação temporal da média dos escores dos padrões alimentares entre os anos de monitoramento foi estimada por regressão linear. A variável dependente do modelo foi o padrão alimentar, e a variável independente foi o ano de monitoramento. As variações temporais foram expressas pelo coeficiente angular da reta. Em função do tamanho da amostra, p não foi apresentado. Na análise de tendência temporal, os fatores de ponderação foram incorporados por meio do comando svy do software Stata.

Os dados deste estudo foram coletados pelo VIGITEL e seus microdados estão disponíveis no endereço eletrônico http://svs.aids.gov.br/bases_vigitel_viva/vigitel.php. O consentimento livre e esclarecido foi obtido oralmente, no momento do contato telefônico, com os entrevistados. O VIGITEL foi aprovado pela Comissão Nacional de Ética em Pesquisa para Seres Humanos do Ministério da Saúde¹³13. Brasil. Ministério da Saúde. VIGITEL Brasil 2012. Vigilância de fatores de risco e proteção para doenças crônicas por inquérito telefônico. Estimativas sobre frequência e distribuição sociodemográfica de fatores de risco e proteção para doenças crônicas nas capitais dos 26 estados brasileiros e no Distrito Federal em 2012. Brasília: Ministério da Saúde ; 2013.. O presente estudo foi apreciado e aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Faculdade de Saúde Pública da Universidade de São Paulo, sob número do parecer 1.885.826, de 5 de janeiro de 2017.

RESULTADOS

Os padrões alimentares foram estimados para o conjunto de dados de 2007 a 2012 e o valor do KMO foi razoável (0,7301). Os quatro componentes retidos em conjunto explicaram 55,9% da variabilidade total. Os componentes principais ou padrões alimentares foram rotulados de acordo com as características observadas na ACP. Na Tabela 1, apresentam-se os padrões e suas respectivas CF, autovalores e percentual da variância explicada.

O primeiro padrão foi rotulado como prudente e se caracterizou pelas variáveis com CF+ consumo semanal e diário de hortaliças, hortaliças cruas, hortaliças cozidas e frutas, esse padrão explicou 23,8% da variabilidade total. O segundo padrão, transição, caracterizou-se pelas variáveis com CF+ feijão, carne vermelha, gordura e refrigerante ou suco artificial, e com CF- frango, esse padrão explicou 13,1% da variabilidade total. O terceiro padrão, ocidental, caracterizou-se pelas variáveis com CF+ frango, gordura e refrigerante ou suco artificial, e com CF- frutas, carne vermelha e leite, esse padrão explicou 9,8% da variabilidade total. O quarto padrão, tradicional, caracterizou-se pelas variáveis com CF+ feijão, frango e leite, esse padrão explicou 9,2% da variabilidade total.

Na Tabela 2 são apresentadas as médias de escore dos padrões alimentares segundo sexo, faixa etária e ano de monitoramento. Há tendência de aumento da média de escore do padrão prudente. Entre os homens, a média de escore do padrão prudente foi negativa e entre as mulheres positiva, indicando maior aderência a esse padrão entre as mulheres. Entre indivíduos de 18 e 24 anos, a média do padrão prudente manteve-se negativa com tendência crescente. Entre indivíduos de 34 e 44 anos, a média de escore do padrão prudente manteve-se positiva. Há tendência de redução da média de escore do padrão transição. A média desse escore foi positiva entre os homens e negativa entre as mulheres, indicando maior aderência a esse padrão entre os homens. Entre indivíduos de 18 e 24 anos, a média de escore do padrão transição manteve-se positiva. Entre indivíduos de 35 e 44 anos, a média manteve-se negativa.

Em relação ao padrão ocidental, há tendência de aumento da média de escore. Maior aderência foi observada entre homens. Vê-se tendência de aumento da média de escore do padrão ocidental entre os indivíduos das três faixas etárias. Há tendência de aumento da média de escore do padrão tradicional. A média de escore foi positiva entre os homens e negativa entre as mulheres, indicando maior aderência a esse padrão entre os homens. Nota-se tendência ao aumento da média de escore do padrão tradicional entre os indivíduos das três faixas etárias.

Na Figura 1 são apresentados os padrões alimentares segundo faixa de escolaridade e ano de monitoramento. Análise de regressão linear para cada faixa de escolaridade em cada padrão foi conduzida para estimar a variação temporal. Os valores não são apresentados neste artigo, mas os resultados mais relevantes são destacados nesta seção. Maior aderência ao padrão prudente é observada entre indivíduos com 12 ou mais anos de escolaridade. Entre indivíduos com até 8 anos de escolaridade, a média de escore manteve-se negativa. Entre indivíduos com 9 a 11 anos de escolaridade, observa-se tendência de aumento da média de escore do padrão prudente.

Em relação ao padrão transição, não é possível observar tendências segundo escolaridade. As curvas do padrão ocidental de indivíduos com 9 a 11 anos e com 12 ou mais anos de escolaridade são similares até 2010. Após 2010, observa-se inclinação positiva da curva de escore do padrão ocidental de indivíduos com até 8 anos e com 9 a 11 anos de escolaridade. Maior aderência ao padrão tradicional é observada entre indivíduos com até 8 anos de escolaridade. Entre indivíduos com 12 ou mais anos de escolaridade, observa-se aumento da média de escore do padrão tradicional a partir de 2008.

DISCUSSÃO

Nossos resultados, para o período 2007-2012, indicam:

Nossos resultados demonstram como as relações de gênero e saúde ainda são relevantes no Brasil. Mulheres são mais cuidadosas em relação à própria saúde e mais propensas a apresentarem estilo de vida saudável¹⁹19. Ferrari TK, Cesar CLG, Alves MCGP, Barros MBA, Goldbaum M, Fisberg RM. Estilo de vida saudável em São Paulo, Brasil. Cad Saúde Pública 2017; 33(1): e00188015. http://doi.org/10.1590/0102-311X00188015
https://doi.org/http://doi.org/10.1590/0... . Em nosso estudo, os homens apresentaram aderência aos padrões com composições alimentares divergentes. Em estudo conduzido em São Paulo, mulheres também apresentaram maior aderência ao padrão prudente e homens apresentaram maior aderência ao padrão tradicional²⁰20. Santos R de O, Vieira DA dos S, Miranda AAM, Fisberg RM, Marchioni DM, Baltar VT. The traditional lunch pattern is inversely correlated with body mass index in a population-based study in Brazil. BMC Public Health 2017; 18: 33. http://doi.org/10.1186/s12889-017-4582-3
https://doi.org/http://doi.org/10.1186/s... . Em nosso estudo, indivíduos com maior idade apresentaram maior aderência ao padrão prudente, a possível explicação para isso é que o acúmulo de experiências leva à reflexão sobre a própria saúde e ao aumento da consciência sobre as escolhas alimentares. Em estudo conduzido em São Paulo, a prevalência de estilo de vida saudável foi de 36,9% entre idosos, 15,4% entre adultos e de 9,8% entre adolescentes¹⁹19. Ferrari TK, Cesar CLG, Alves MCGP, Barros MBA, Goldbaum M, Fisberg RM. Estilo de vida saudável em São Paulo, Brasil. Cad Saúde Pública 2017; 33(1): e00188015. http://doi.org/10.1590/0102-311X00188015
https://doi.org/http://doi.org/10.1590/0... .

O uso da escolaridade como proxy de posição socioeconômica baseia-se na premissa de que indivíduos mais escolarizados possuem maior probabilidade de terem maior renda²¹21. Souza MRP. Análise da variável escolaridade como fator determinante do crescimento econômico. Rev FAE 1999; 2(3): 47-56.^,2222. Ribeiro MG. Desigualdades de renda: a escolaridade em questão. Educ Soc 2016; 38(138): 169-88. http://doi.org/10.1590/es0101-73302016154254
https://doi.org/http://doi.org/10.1590/e... e menor renda está associada à insegurança alimentar²³23. Facchini LA, Nunes BP, Motta JVS, Tomasi E, Silva SM, Thumé E, et al. Insegurança alimentar no Nordeste e Sul do Brasil: magnitude, fatores associados e padrões de renda per capita para redução das iniquidades. Cad Saúde Pública 2014; 30(1): 161-74. http://doi.org/10.1590/0102-311X00036013
https://doi.org/http://doi.org/10.1590/0... . Independentemente da renda, maior escolaridade tem impacto nas escolhas alimentares saudáveis²⁴24. Lins APM, Sichieri R, Coutinho WF, Ramos EG, Peixoto MVM, Fonseca VM. Alimentação saudável, escolaridade e excesso de peso entre mulheres de baixa renda. Ciên Saúde Colet 2013; 18(2): 357-66. http://doi.org/10.1590/S1413-81232013000200007
https://doi.org/http://doi.org/10.1590/S... . A média de escore do padrão prudente foi maior entre indivíduos mais escolarizados. Nessa perspectiva, é possível observar desigualdade em um padrão alimentar com alimentos que são fatores de proteção para doenças crônicas¹1. Brasil. Ministério da Saúde. Plano de ações estratégicas para o enfrentamento das doenças crônicas não transmissíveis (DCNT) no Brasil 2011-2022. Brasília: Ministério da Saúde; 2011..

A maior aderência ao padrão ocidental entre indivíduos menos escolarizados pode ser por causa do acesso reduzido à informação sobre alimentação saudável, menor renda²¹21. Souza MRP. Análise da variável escolaridade como fator determinante do crescimento econômico. Rev FAE 1999; 2(3): 47-56.^,2222. Ribeiro MG. Desigualdades de renda: a escolaridade em questão. Educ Soc 2016; 38(138): 169-88. http://doi.org/10.1590/es0101-73302016154254
https://doi.org/http://doi.org/10.1590/e... , e acesso limitado aos alimentos saudáveis²⁵25. Lopes ACS, Menezes MC, Araújo ML. O ambiente alimentar e o acesso a frutas e hortaliças: “Uma metrópole em perspectiva”. Saúde Soc 2017; 26(3): 764-73. http://doi.org/10.1590/S0104-12902017168867
https://doi.org/http://doi.org/10.1590/S... .

Três características da ACP ajudam a fundamentar e compreender a evolução da alimentação nas capitais brasileiras, tal como descritas no VIGITEL: a primeira é que os padrões formados são independentes, assim como os arranjos alimentares podem ser interpretados como expressões independentes dos hábitos alimentares na população investigada. A segunda é que todos os indivíduos apresentam escores em cada padrão formado o que permite estimar a distribuição demográfica e social dos padrões formados. A terceira é que os componentes são formados, proporcionalmente, em função da capacidade de cada padrão explicar a variabilidade do conjunto. Logo, a ordem dos padrões importa na explicação da variabilidade alimentar observada na população brasileira das capitais. Sendo assim, é possível observar o aumento no mesmo período de padrões com características divergentes como os padrões prudente e ocidental. Ao analisar as curvas de acordo com a escolaridade, as maiores aderências ao padrão prudente são observadas entre indivíduos de maior escolaridade e as maiores aderências ao padrão ocidental, entre indivíduos de menor escolaridade. Dessa forma, os grupos nos quais as maiores aderências ocorrem são diferentes.

A ACP é uma técnica estatística que envolve decisões arbitradas pelo pesquisador apoiadas pelo referencial teórico. Entre as decisões atribuídas ao pesquisador estão escolha das variáveis, agrupamento de alimentos, definição do critério de retenção de componentes, utilização de método de rotação, estabelecimento de ponto de corte para cargas fatoriais e definição dos rótulos dos padrões²⁶26. Gleason PM, Boushey CJ, Harris JE, Zoellner J. Publishing nutrition research: a review of multivariate techniques - part 3: data reduction methods. J Acad Nutr Diet 2015; 115(7): 1072-82. http://doi.org/10.1016/j.jand.2015.03.011
https://doi.org/http://doi.org/10.1016/j... . Padrões similares aos descritos neste trabalho foram identificados na literatura. Padrões similares aos padrões prudente, ocidental e tradicional foram identificados no Inquérito de Saúde no Município de São Paulo 2008 (ISA-Capital 2008)²⁰20. Santos R de O, Vieira DA dos S, Miranda AAM, Fisberg RM, Marchioni DM, Baltar VT. The traditional lunch pattern is inversely correlated with body mass index in a population-based study in Brazil. BMC Public Health 2017; 18: 33. http://doi.org/10.1186/s12889-017-4582-3
https://doi.org/http://doi.org/10.1186/s... . Padrão similar ao padrão prudente foi identificado em Córdoba, na Argentina²⁷27. Pou SA, Díaz M del P, Quintana AG de la, Forte CA, Aballay LR. Identification of dietary patterns in urban population of Argentina: study on diet-obesity relation in population-based prevalence study. Nutr Res Pr 2016; 10(6): 616-22. http://doi.org/10.4162/nrp.2016.10.6.616
https://doi.org/http://doi.org/10.4162/n... . Padrão similar ao padrão ocidental foi identificado em Québec, no Canadá²⁸28. Paradis AM, Godin G, Pérusse L, Vohl MC. Associations between dietary patterns and obesity phenotypes. Int J Obes 2009; 33: 1419-26. http://doi.org/10.1038/ijo.2009.179
https://doi.org/http://doi.org/10.1038/i... .

Finalmente, é necessário apresentar os pontos fortes deste estudo:

Todas as variáveis coletadas no VIGITEL são autorreferidas, por isso as informações estão submetidas ao viés de memória. O estudo conduzido por Monteiro et al.²⁹29. Monteiro CA, Moura EC, Jaime PC, Claro RM. Validade de indicadores do consumo de alimentos e bebidas obtidos por inquérito telefônico. Rev Saúde Pública 2008; 42(4): 582-9. http://doi.org/10.1590/S0034-89102008000400002
https://doi.org/http://doi.org/10.1590/S... indicou boa reprodutibilidade e adequada validade dos indicadores do consumo de alimentos e bebidas do VIGITEL. De maneira genérica, é possível traçar um paralelo entre as questões do VIGITEL e as propostas em questionários de frequência alimentar. Entre as principais limitações desse método estão frequência predefinida³⁰30. Biró G, Hulshof KFAM, Ovesen L, Cruz JAA. Selection of methodology to assess food intake. Eur J Clin Nutr 2002; 56(Supl. 2): S25-S32. http://doi.org/10.1038/sj.ejcn.1601426
https://doi.org/http://doi.org/10.1038/s... , o alto grau de agregação dos alimentos³⁰30. Biró G, Hulshof KFAM, Ovesen L, Cruz JAA. Selection of methodology to assess food intake. Eur J Clin Nutr 2002; 56(Supl. 2): S25-S32. http://doi.org/10.1038/sj.ejcn.1601426
https://doi.org/http://doi.org/10.1038/s... , lista fechada de alimentos³⁰30. Biró G, Hulshof KFAM, Ovesen L, Cruz JAA. Selection of methodology to assess food intake. Eur J Clin Nutr 2002; 56(Supl. 2): S25-S32. http://doi.org/10.1038/sj.ejcn.1601426
https://doi.org/http://doi.org/10.1038/s... , a falta de detalhamento dos alimentos³¹31. Rutishauser IH. Dietary intake measurements. Public Health Nutr2005; 8(7a): 1100-7. http://doi.org/10.1079/PHN2005798
https://doi.org/http://doi.org/10.1079/P... e a natureza semiquantitativa dos dados³¹31. Rutishauser IH. Dietary intake measurements. Public Health Nutr2005; 8(7a): 1100-7. http://doi.org/10.1079/PHN2005798
https://doi.org/http://doi.org/10.1079/P... . Outra limitação é que no VIGITEL utiliza-se apenas o cadastro de linhas telefônicas fixas. Em estudo conduzido por Bernal et al.³²32. Bernal RTI, Malta DC, Claro RM, Monteiro CA. Efeito da inclusão de entrevista por telefone celular ao VIGITEL. Rev Saúde Pública 2017; 51(Supl. 1): 15s. http://doi.org/10.1590/S1518-8787.2017051000171
https://doi.org/http://doi.org/10.1590/S... , indicou-se a inclusão de subamostra somente com celular.

CONCLUSÃO

Os resultados deste estudo refletem como se estabelecem as tensões entre padrões alimentares saudáveis e não saudáveis, e as tendências aqui apresentadas podem ser avaliadas em conjunto com outros fatores como a prática de atividade física para o acompanhamento do Plano de Ações Estratégicas para o Enfrentamento das DCNT.

Em relação às diferenças de gênero, é necessário estabelecer estratégias para melhoria da adesão dos homens aos padrões alimentares saudáveis. Considerando a desigualdade entre os estratos sociais, políticas que promovam o acesso aos alimentos saudáveis são necessárias como: comercialização subsidiada; incentivo à produção de alimentos preferencialmente da agricultura familiar, orgânicos e agroecológicos; adoção de rotulagem frontal nos alimentos.

Em função do percentual de consumo de alimentos ultraprocessados apresentados na POF 2008-2009⁷7. Louzada MLC, Martins APB, Canella DS, Baraldi LG, Levy RB, Claro RM, et al. Ultra-processed foods and the nutritional dietary profile in Brazil. Rev Saúde Pública 2015; 49. http://doi.org/10.1590/S0034-8910.2015049006132
https://doi.org/http://doi.org/10.1590/S... e das características dinâmicas da população estudada no VIGITEL, sugere-se a inclusão de um indicador de consumo de alimentos processados e ultraprocessados ao questionário do VIGITEL. No inquérito VIGITEL 2017, houve a inclusão de questões relacionadas ao consumo de alimentos ultraprocessados.

REFERÊNCIAS

Datas de Publicação

Histórico