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Revista de Saúde Pública

Print version ISSN 0034-8910

Rev. Saúde Pública vol.41 n.3 São Paulo Jun. 2007

http://dx.doi.org/10.1590/S0034-89102007000300002 

ARTIGOS ORIGINAIS

 

Anemia em menores de seis anos: estudo de base populacional em Pelotas, RS

 

 

Maria Cecília Formoso AssunçãoI; Iná da Silva dos SantosII; Aluísio Jardim Dornellas de BarrosII; Denise Petrucci GiganteI; César Gomes VictoraII

IFaculdade de Nutrição. Universidade Federal de Pelotas (UFPel). Pelotas, RS, Brasil
IIPrograma de Pós-graduação em Epidemiologia. UFPel. Pelotas, RS, Brasil

Correspondência

 

 


RESUMO

OBJETIVO: Analisar a prevalência de anemia em crianças menores de seis anos, em uma amostra probabilística de área urbana.
MÉTODOS: Foi realizado estudo com crianças de zero a cinco anos de idade, na cidade de Pelotas, RS, em 2004. Foram coletadas informações sobre características demográficas, socioeconômicas, antropométricas, de morbidade e sobre alimentação, por meio de questionário aplicado às mães ou responsáveis. As crianças foram pesadas e medidas. A concentração de hemoglobina foi medida com hemoglobinômetro portátil, HemoCue e anemia foi definida como valores de hemoglobina <11 g/dL. A associação entre anemia e preditores foi expressa como razão de prevalência. Foi realizada análise multivariada por regressão de Poisson a partir de um modelo conceitual, considerando o efeito do delineamento do estudo.
RESULTADOS: Foram identificadas 534 crianças e as perdas e recusas totalizaram 27 crianças (5,1%). A prevalência de anemia foi 30,2% (IC 95%: 23,5%;37,0%). Na análise multivariada, somente idade e renda familiar permaneceram significativamente associadas com anemia.
CONCLUSÕES: A anemia foi, em grande parte, socialmente determinada na população estudada. Intervenções com o objetivo de combatê-la devem ser delineadas para amenizar esta condição em curto prazo e direcionadas para populações menos favorecidas economicamente.

Descritores: Anemia, epidemiologia. Criança. Fatores de risco. Estudos transversais.


 

 

INTRODUÇÃO

A deficiência de ferro é a carência nutricional mais comum e mais amplamente distribuída no mundo. Deficiência de ferro e anemia por deficiência de ferro são termos usados como sinônimos, embora não representem a mesma condição. A deficiência de ferro é o resultado de um balanço negativo de ferro em longo prazo, sendo a anemia o estágio mais severo desta deficiência.18

A prevalência de anemia causada por deficiência de ferro é raramente estimada diretamente, pois os indicadores específicos do estoque de ferro do organismo (ferritina sérica, saturação da transferrina, zinco protoporfirina e receptores de transferrina sérica) são mais difíceis de medir do que níveis de hemoglobina. No entanto, a prevalência de anemia ferropriva pode ser estimada, assumindo que cerca de 90% da anemia seja devido à deficiência de ferro.18

A anemia ferropriva traz prejuízos funcionais ao organismo. Em crianças, tem sido associada ao retardo do desenvolvimento infantil, comprometimento da imunidade celular e diminuição da capacidade intelectual,8 embora não exista um consenso na literatura sobre este último tema.9

Além das crianças, as gestantes também são vulneráveis a esta carência. Organizações internacionais têm associado deficiência de ferro a resultados adversos da gestação, como aumento do risco de mortalidade materna e perinatal, assim como a ocorrência de baixo peso ao nascer.18 Entretanto, revisões sistemáticas têm apontado a falta de estudos adequadamente delineados para avaliar este tópico.3

Vários fatores podem contribuir para o surgimento da anemia, como doenças genéticas, infecções e deficiência de diversos nutrientes. Todavia, admite-se que a ocorrência endêmica da enfermidade na infância decorra da combinação entre necessidades excepcionalmente elevadas de ferro, impostas pelo crescimento, e dietas pobres no mineral, sobretudo ferro de alta disponibilidade.11

A anemia afeta populações tanto de países desenvolvidos como de países em desenvolvimento.12 No Brasil, estudos de base populacional apontam prevalências elevadas, situando-se entre 30% e 60%.1,7,10,11,13-15

Devido ao exposto, o governo brasileiro determinou que as farinhas de trigo e de milho, produzidas e comercializadas no Brasil a partir de julho de 2004, fossem fortificadas com ferro e ácido fólico (Resolução da Agência Nacional de Vigilância Sanitária no. 344). O presente artigo teve por objetivo analisar a prevalência de anemia em uma amostra de crianças menores de seis anos, antes da implantação desta medida.

 

MÉTODOS

Estudo de base populacional realizado entre maio e junho de 2004, na zona urbana da cidade de Pelotas, Rio Grande do Sul. O inquérito constitui a linha de base de uma avaliação de impacto, do tipo antes e depois, para avaliar o efeito da fortificação das farinhas de trigo e milho com ferro na ocorrência de anemia em pré-escolares.

A amostra foi calculada para um estudo de intervenção, visando detectar uma diferença de 0,5 g/dL na média de hemoglobina entre os inquéritos realizados antes e após a intervenção. Para tal, seria necessário estudar 600 crianças de zero a 71 meses em cada fase do estudo, considerando um nível de confiança de 95% (bicaudal), poder de 90% e desvio-padrão de 1,7 g/dL de hemoglobina.10

Selecionou-se a amostra por conglomerados em dois estágios, sendo tomados como unidades amostrais primárias os setores censitários definidos pelo Instituto Brasileiro de Economia e Estatística (IBGE) para o Censo Demográfico de 2000. Vinte setores censitários foram selecionados com probabilidade proporcional ao tamanho (número estimado de crianças na faixa etária de interesse). O número de domicílios em cada setor foi estabelecido para resultar, em média, na localização de 30 crianças por setor, de forma a totalizar as 600 crianças necessárias. Em cada setor foi sorteada a esquina por onde o estudo deveria iniciar e, a partir dessa, sistematicamente, as casas a serem visitadas. Em cada domicílio foram incluídas todas as crianças menores de seis anos. A amostra foi desenhada de forma a ser representativa das crianças desta faixa etária residentes na zona urbana do município. Uma vez que se esperava ser mais fraca a associação entre anemia e nível socioeconômico, o cálculo de tamanho da amostra não incorporou correção para efeito do delineamento.

Durante a coleta de dados, foi aplicado um questionário à mãe ou responsável pela criança, por nutricionistas previamente treinados. Foram coletadas informações demográficas (sexo, idade em meses, cor da pele, peso ao nascer; peso e altura atuais); socioeconômicas (renda familiar atual em reais, escolaridade da mãe e do pai em anos de estudo completos, condições de saneamento e aglomeração); história prévia de anemia (presença de anemia diagnosticada por médico no último ano e uso de medicação para seu tratamento); características da alimentação (freqüência semanal de consumo de alimentos ricos em ferro; prática de aleitamento materno; e ingestão de macro e micronutrientes, avaliada por meio de recordatório alimentar de 24 horas, não incluindo dias subseqüentes a domingos e feriados).

Para obtenção do peso das crianças, foram utilizadas balanças eletrônicas digitais, marca Seca, capacidade de 150 kg, precisão de 100 g (Unicef, Copenhagen). O comprimento de crianças com até dois anos de idade foi obtido com antropômetros da marca Sanny, modelo esteira, com escala de 20 a 105 cm e precisão de 0,5 cm, enquanto a altura das crianças maiores foi aferida pelo estadiômetro Alturaexata, o qual apresenta escala de 35 a 213 cm e precisão de 0,1 cm.

Para avaliação do estado nutricional, utilizou-se a referência do National Center for Health Statistics5 para comparação dos índices antropométricos obtidos a partir das medidas de comprimento ou altura, peso e idade. As crianças foram classificadas com déficit de crescimento quando apresentaram índice estatura/idade menor que -2 desvios-padrão e com sobrepeso quando o índice peso/estatura foi maior que 2 desvios-padrão, conforme proposto pela Organização Mundial da Saúde.17

Objetivando verificar a repetibilidade dos dados coletados, 10% das entrevistas de cada setor censitário, selecionadas sistematicamente, foram refeitas pelo supervisor de trabalho de campo, utilizando um questionário resumido. As entrevistadoras não sabiam quais os domicílios que seriam revisitados. Os valores dos coeficientes Kappa para as variáveis testadas (cor da pele, escolaridade da mãe e do pai) foram todos superiores a 0,85.

A dosagem de hemoglobina em sangue periférico foi realizada por punção digital, com leitura feita em hemoglobinômetro portátil (HemoCue AB, Suécia), sendo o aparelho calibrado diariamente, conforme as especificações do fabricante. A concentração de hemoglobina foi expressa em g/dL, sendo considerada anêmica a criança com concentração de hemoglobina abaixo de 11 g/dL.18

Os dados foram transferidos para arquivos de computador com digitação dupla utilizando EpiInfo 6.04. Após a digitação foi realizada verificação de consistência das informações. Na análise foi utilizado o programa Stata 8.0, sendo inicialmente realizadas análises descritivas das variáveis coletadas. O desenho amostral foi levado em conta em toda a análise dos dados, de forma a corrigir as estimativas da variabilidade para correlação intra-conglomerado. Análises bi e multivariáveis foram realizadas por meio de regressão de Poisson, com resultados expressos como razões de prevalências.2

A análise multivariada seguiu um modelo conceitual previamente estabelecido, sendo considerados quatro níveis hierarquizados de determinação da anemia. O primeiro, representado pelas variáveis socioeconômicas e demográficas; o segundo, pelas características da criança ao nascer; o terceiro, pelos indicadores antropométricos e conhecimento da presença de anemia; e, o quarto, pelas características da alimentação das crianças. As variáveis que preenchiam as condições para serem potenciais fatores de confusão4 com associação ao nível de p<0,20 foram levadas à análise multivariada.

O estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Faculdade de Medicina da Universidade Federal de Pelotas. Consentimento por escrito da mãe ou responsável foi obtido antes da coleta das informações e do sangue. A pesquisa não trouxe nenhum tipo de risco à saúde dos pré-escolares. As crianças diagnosticadas como anêmicas tiveram seus pais ou responsáveis alertados e foram encaminhadas aos serviços de saúde para tratamento.

 

RESULTADOS

Nos 20 setores censitários selecionados foram identificadas 534 crianças que com idade entre zero e cinco anos. Dessas, 27 (5,1%) não foram incluídas: 13 por não terem sido encontradas após pelo menos quatro visitas ao domicílio e 14 porque a mãe não consentiu com a sua participação no estudo.

Das 507 crianças recrutadas, 52% eram do sexo masculino e 75% brancas. A média de idade das crianças foi de 3,7 anos (DP=1,7 anos), cerca de 30% tinham menos de 24 meses de idade e 70% eram filhos de mães e pais com cinco ou mais anos de escolaridade. Setenta por cento das crianças eram provenientes de famílias com renda inferior a três salários mínimos. Cerca de 5% delas apresentaram déficit de estatura e 12%, excesso de peso, segundo os indicadores utilizados.

A dosagem de hemoglobina foi realizada em 89,3% (N=453) destas crianças. As 54 crianças cujos pais ou responsáveis não permitiram a aferição da hemoglobina não diferiram em relação a sexo e idade daquelas em que a mesma foi realizada. Porém, houve associação estatisticamente significativa entre essas recusas e escolaridade da mãe, do pai e a renda familiar. A maioria das crianças que não tiveram hemoglobina aferida eram filhos de mães e pais com mais de cinco anos de escolaridade e cerca de 40% eram provenientes de famílias com renda superior a seis salários mínimos. A Tabela 1 mostra a distribuição da amostra estudada.

Os valores de hemoglobina capilar variaram de 5,9 a 16,7 g/dL, com média de 11,3 g/dL e desvio-padrão de 2,8 g/dL. A prevalência global de anemia (hemoglobina<11 g/dL)18 foi de 30,2% (IC 95%: 23,5%;37,0%). Valores de hemoglobina compatíveis com quadro de anemia grave (hemoglobina<7 g/dL)18 foram encontrados em menos de 1% das crianças.

O coeficiente de correlação intraclasse para a variável categórica (anemia) foi de 0,07 e o efeito de delineamento foi de 2,5, sendo este último considerado em todas as análises descritas.

A Tabela 2 mostra que a anemia foi significativamente mais prevalente nas crianças com cor da pele não branca, entre as mais jovens e entre os filhos de mães e pais com até quatro anos de escolaridade. Observou-se também que quanto maior a renda da família, mais protegidas estavam as crianças quanto à presença de anemia. O risco de apresentar anemia também aumentou à medida que aumentava o número de moradores no domicílio.

Pela Tabela 3 verificou-se que crianças que usaram remédio para anemia no último ano apresentaram prevalência cerca de 40% mais alta, comparadas àquelas cuja mãe não relatou tratamento. A ocorrência de anemia não se mostrou associada com a presença de desnutrição, mas foi cerca de 50% menor entre as crianças com o excesso de peso.

Quanto às práticas alimentares, apenas a ingestão inadequada de ferro avaliada no recordatório alimentar de 24 horas mostrou-se associada à presença de anemia. As crianças que ingeriram ferro abaixo da quantidade diária recomendada6 apresentaram risco cerca de 40% maior de anemia, comparadas às demais (Tabela 4).

A Tabela 5 apresenta as variáveis que permaneceram no modelo de análise múltipla. Após ajuste para variáveis do mesmo nível e dos níveis anteriores, permaneceram associadas à presença de anemia apenas idade da criança e renda familiar.

 

 

DISCUSSÃO

O presente estudo mostrou que um terço das crianças apresentava anemia, condição inversamente associada à idade e à renda familiar, o que aponta o papel das desigualdades sociais na determinação da doença.

Prevalências semelhantes foram encontradas em estudos de base populacional realizados no País10,14 com crianças em faixas etárias semelhantes. Igualmente, outros estudos de base populacional, embora encontrando prevalências maiores de anemia, também mostraram associação inversa com idade e indicadores de renda familiar.11,13,15

Entretanto, alguns estudos13-15 mostraram associação de outras variáveis com a presença de anemia, como aleitamento artificial nos primeiros meses de vida, aglomeração, sexo e condições de saneamento. Diferentemente, no presente estudo, todas as demais exposições inicialmente associadas à presença de anemia perderam seu efeito quando ajustadas para renda familiar e idade da criança.

Mesmo utilizando um cálculo de amostra para verificar o efeito de uma intervenção (fortificação das farinhas com ferro sobre os níveis de hemoglobina) e sem incorporar correção para o efeito do delineamento, o estudo teve um poder de 80% para detectar riscos de 1,5 ou maiores em todas as exposições estudadas.

O decréscimo na prevalência da anemia com o aumento da idade é consistente com a literatura, mostrando redução na prevalência a partir do terceiro ano de vida. Possivelmente, crianças maiores possam ter algum benefício proporcionado pela maior variabilidade alimentar. No presente estudo, os maiores percentuais de inadequação de ingestão de ferro situaram-se nas faixas etárias abaixo de três anos.

Como mencionado, as crianças que não realizaram a dosagem de hemoglobina (N=54; 10,7%) diferiram significativamente das testadas, em relação à renda e à escolaridade de seus pais. Considerando que este viés poderia contribuir para superestimar a prevalência geral de anemia na população – pois as crianças ricas têm menos anemia – calculou-se a prevalência corrigida para o número de recusas. No entanto, este valor foi de 29,7%, similar à prevalência bruta de 30,2%. Isso ocorreu porque o grupo onde houve mais perdas, ou seja, das crianças de melhor nível socioeconômico, representava apenas 10,0 % da amostra total.

Ao contrário de inquéritos anteriores realizados no Brasil, as análises levaram em conta o efeito de delineamento, calculado pela divisão da variância estimada considerando a amostragem por conglomerados pela variância estimada, assumindo que a amostra houvesse sido do tipo aleatória simples. Dessa forma, se o delineamento por conglomerados (setores censitários) não introduzisse alterações, o efeito de delineamento deveria ser igual à unidade.16

No presente estudo esse efeito foi igual a 2,5 para a variável dicotômica (presença de anemia), indicando a presença de homogeneidade intraconglomerado no risco. Considerando que os conglomerados (setores censitários) estão intimamente relacionados ao nível socioeconômico, o efeito do delineamento reflete as diferenças sociais na ocorrência de anemia. Futuros inquéritos, baseados em amostra por conglomerados, devem levar em conta a necessidade de aumentar o tamanho da amostra para compensar o efeito do delineamento e corrigir as estimativas adequadamente.

A realização da análise por regressão de Poisson, cujos resultados são apresentados em razões de prevalência, foi elucidativa. Sua aplicação se justifica pela alta prevalência do desfecho, que determinaria razões de odds bastante superiores às razões de prevalência caso a análise fosse realizada por regressão logística.2

Pode-se concluir que a anemia foi, em grande parte, socialmente determinada na população estudada. Intervenções com o objetivo de combatê-la devem ser delineadas para amenizar esta condição em curto prazo e direcionadas para populações menos favorecidas economicamente.

Resta saber se a fortificação das farinhas com ferro irá contribuir para a redução da prevalência de anemia no Brasil, diminuindo assim o efeito renda na ocorrência dessa condição. A fortificação somente terá sucesso se o seu efeito atingir crianças de classes sociais baixas, onde a prevalência de anemia é notadamente maior.

 

REFERÊNCIAS

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Correspondência:
Betzabeth Slater
Departamento de Nutrição - 2º andar
Av. Dr. Arnaldo, 715 Cerqueira César
01246-904 São Paulo, SP, Brasil
E-mail: bslater@usp.br

Recebido: 20/4/2006
Revisado: 18/10/2006
Aprovado: 23/11/2006
Financiado pelo Ministério da Saúde/Fundo Nacional de Saúde (Grant n. 2799/2003).