CONSUMO ALIMENTAR APARENTE DE FERRO

IRON APPARENT FOOD INTAKE

Haydée Serrão
Lanzillotti1*

Conceição de Maria
Sintz1

Regina Serrão
Lanzillotti2

Eduardo Pereira
Alcantara da Silva3

Rute Ramos da Silva
Costa3

Resumo

Objetivo: Estimar o
consumo alimentar aparente de ferro considerando seus modificadores de absorção.
Método: O estudo utilizou a história alimentar descrita nos prontuários de
Nutrição para avaliar o consumo habitual e verificar se as recomendações
dietéticas para ferro, cálcio e vitamina C estão sendo cumpridas. A estimativa
de absorção de ferro foi calculada utilizando-se os algoritmos criados por
Hallberg e Hulthén. A correlação de Spearman avaliou a associação entre condição
socioeconômica e ingestão de ferro e cálcio. Resultados: Somente foi possível
avaliar o consumo alimentar de 15 crianças porque o desvio padrão intrapessoal
para ferro, cálcio e vitamina C estão disponíveis a partir de 4 anos. O consumo
declarado destas crianças apresentou inadequação (p ≥ 0,70) para ferro (100%),
cálcio (80%) e vitamina C (3,33%). A média da estimativa de absorção de ferro,
considerando os fatores estimuladores e inibidores, foi de 2,21± 0,94, o que
representa 57,63% da ingestão de ferro total. A associação entre a
condição socioeconômica e a ingestão de nutrientes apresentou-se fraca tanto
para ferro quanto para cálcio. Conclusão: A dieta avaliada das crianças está
inadequada em ferro, cálcio e vitamina C.

Palavras-chave: consume alimentar,
criança, ferro.

Abstract

Objective: To estimate the iron apparent food intake by
considering their modifiers of absorption. Method: The study used the food
history described in the nutrition register to evaluate the usual food intake
and to verify if the Recommended Dietary Allowances for iron, calcium and
vitamin C are being followed. Iron absorption was calculated using the algorithm
of Hallberg and Hulthén. Spearman’s correlation evaluated the association
between socio-economic conditions and the iron and calcium intakes. Results: It
was only possible to evaluate the food intake of 15 children because the
intrapersonal standard deviation of iron, calcium and vitamin C are available
from 4 years old on. The declared food intake of these children presented
inadequacies (p ≥0, 70) in iron (100%), calcium (80%) and vitamin C (93,33%).
The mean of the iron absorption estimate, considering the inhibitors and
enhancing factors, was 2.21 ± 0.94. This represents 57.63% of the whole iron
ingestion. The association between socio-economic conditions and nutrient
ingestion were weak both for iron and calcium. Conclusion: The valued diet of
children is inadequate for iron, calcium and vitamin C.

Key words:
food intake, child, iron

Introdução

O Departamento de
Nutrição Social da Universidade do Estado do Rio de Janeiro vem desenvolvendo,
desde 1998, o projeto de extensão “Educação Nutricional em Puericultura: uma
parceria UERJ/INU/DNS/PPC”, integrado ao Programa de Atenção Integral da Saúde
da Mulher, da Criança e do Adolescente (PAISMCA). O projeto atende a crianças na
faixa etária de 0 a 8 anos em sua maioria, das classes sociais C, D e E, segundo
o critério ABA/ABIPEME (Associação Brasileira de Anunciantes/Associação
Brasileira dos Institutos de Mercado). O atendimento se inicia por uma avaliação
nutricional, segundo as orientações do Sistema de Vigilância Alimentar e
Nutricional -SISVAN/MS (Facundes et al., 2004), seguida de orientação dietética,
além das ações educativas dirigidas às crianças e seus acompanhantes. Sua
relevância social é mostrar ao aluno e à comunidade a responsabilidade da
Universidade com os anseios da sociedade.

Por razões de
não-acesso ao alimento ou escolha incorreta para compor uma dieta, as crianças
podem deixar de incluir em sua alimentação fontes de nutrientes essenciais ao
organismo e, por conseqüência, cair em situação de risco nutricional. Existe uma
interação entre os alimentos que deve ser explorada e explicada para a
população, se o desejo é melhorar a qualidade de vida das comunidades, sobretudo
aquelas de condições educacionais menos privilegiadas.

O panorama
nutricional do setor de Puericultura da Policlínica Piquet Carneiro, onde o
projeto se desenvolve, apresenta três grandes preocupações: a desnutrição, a
obesidade e a anemia ferropriva.

A obesidade tem no
hábito alimentar, talvez o principal componente etiológico. A obesidade está em
crescimento, tanto em adultos quanto em crianças. A atenção nutricional à
infância tem-se deparado com casos de desnutrição e obesidade. De uma maneira
geral, tanto uma quanto a outra, por via de conseqüência, desencadeia a anemia
ferropriva. No Brasil, embora não se tenha prevalência global, o artigo de
revisão realizado por Coutinho, Goloni-Bertollo e Bertelli (2005) mostrou que no
Estado de São Paulo quase 3.000 crianças menores de dois anos apresentam
deficiência de ferro. No Estado de Pernambuco, a cifra alcançou 777 crianças na
idade entre seis e 59 meses. Em Porto Alegre, a prevalência de anemia foi de
65,6% entre crianças de 12 a 23 meses. Os autores ainda relatam que em outras
regiões do Brasil a prevalência de anemia ferropriva varia entre 13,3 % e 60,5%.

A transição na
alimentação ocorrida a partir da Terceira Revolução Industrial conduziu a uma
alimentação mais rica em gorduras hidrogenadas e alimentos refinados, em
detrimento dos carboidratos complexos e fibras. A obesidade tornou-se um
problema de Saúde Pública, devido ao crescimento rápido de sua prevalência em
muitos países em todo o mundo (Tomkins, 2006). O desmame precoce (antes dos seis
meses de idade) também vem contribuindo para agravar este quadro (Armstrong
& Reilly, 2002).

Neste cenário,
onde coexistem desnutrição, obesidade e anemia na população infantil, elegeu-se
como objetivo estimar a adequação alimentar aparente de ferro, considerando seus
modificadores de absorção.

Metodologia

O estudo faz parte do Projeto Nutri-Fuzzy-Orixás: biodisponibilidade de
nutrientes sob a ótica dos sistemas baseados em conhecimento Orixás e Sistemas
Lógicos Fuzzy, aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa do Hospital
Universitário Pedro Ernesto, sob o protocolo nº 794 CEP/HUPE.

O ambulatório de Nutrição da Policlínica Piquet Carneiro atende a
crianças encaminhadas pelo Serviço de Pediatria, Serviço de Enfermagem ou por
livre demanda. As crianças podem vir com diagnóstico conclusivo de anemia
ferropriva ou com suspeita. Em ambos os casos, o diagnóstico conclusivo é
realizado através de hemograma, o qual é apresentado ou requerido.
Indiferentemente de as crianças apresentarem ou não diagnóstico de anemia por
deficiência de ferro, os pais são orientados a combinar os alimentos, a fim de
biodisponibilizar o ferro da dieta. Em se tratando de atenção primária, a medida
é de caráter preventivo. O diagnóstico nutricional é realizado através da
antropometria (peso e estatura) e de inquérito alimentar, privilegiando a
história alimentar.

O estudo utilizou a
história alimentar (Fisberg; Martini, Slater, 2005) descrita nos prontuários de
Nutrição para avaliar o consumo habitual na primeira consulta. Este é realizado
por acadêmicos de Nutrição devidamente treinados, com duração de aproximadamente
uma hora na primeira consulta, ou seja, quando não se fez qualquer intervenção
dietética. Utilizou-se a tabela de Avaliação de Consumo Alimentar em Medidas
Caseiras (Pinheiro et al., 2000), para transformar medidas caseiras registradas
nos prontuários em massa (g) e volume (ml). O teor de nutrientes foi calculado
com auxílio da Tabela de Composição de Alimentos (Philippi, 2002), a tabela
citada anteriormente e a rotulagem nutricional.

Para o cálculo da
adequação aparente, foram utilizadas as estimativas da ingestão e da
variabilidade do consumo do nutriente, da necessidade média (EAR) e da variação
da necessidade (coeficiente de variação - CV) deste. A estimativa do grau de
confiança com que a ingestão do nutriente alcança a necessidade do indivíduo foi
obtida através do cálculo do escore Z. Esta abordagem compara a diferença entre
a ingestão relatada (a melhor estimativa da ingestão habitual) e a EAR, levando
em conta a variabilidade da necessidade e a variação intrapessoal, relativa ao
consumo do dia-adia. A EAR é calculada a partir da Ingestão Dietética
Recomendada (RDA), que corresponde ao nível de ingestão diária suficiente para
atender à necessidade do nutriente para 97% dos indivíduos de uma população de
referência em determinado estágio de vida e gênero. A RDA corresponde a EAR +
2DPnecessidade.

As tabelas de
referência que fornecem os valores da RDA e a estimativa da EAR consideram um CV
teórico de 10% para a maioria dos nutrientes. Logo, a EAR é calculada pela
divisão da RDA por 1,2. Alguns nutrientes não têm a RDA estabelecida, neste caso
se adota a Ingestão Adequada (AI) para calcular a probabilidade de adequação do
nutriente. A AI é estabelecida com base em níveis de ingestão derivados
experimentalmente ou por aproximações da média de consumo do nutriente por um
grupo de indivíduos aparentemente saudáveis. Este é o caso do nutriente cálcio.
Calculado o escore Z, determina-se a probabilidade de a dieta estar
adequada (Marchioni, Slater, Fisberg, 2004).

A estimativa do nível
de absorção de ferro da dieta, levando-se consideração seus modificadores, foi
realizado utilizando-se o modelo de Hallberg e Hulthén (2000), considerando-se
os algoritmos descritos na Tabela 1.

Tabela 1: Algoritmos
para a predição da absorção de ferro

Vitamina
C

[1+0,01AA+log(P-phitate+1) ]0,01(100,8875log
AA+1)

r2=0,995 (3)

Sujeitos: n=240

Testado para refeições com e sem
cálcio e para refeições com e sem carne

Cálcio

0,4081+ {0,6059/1 10–[2,022–log
(Ca+1)] 2,919]}

r2=0,998

Sujeitos: n=7

Refeição < 50mg de Ca , nenhum
efeito sobre a absorção do ferro

Intervalo de inibição máxima:
[300mg, 600mg]

Carne, Aves; Peixe, Frutos do mar

1+0,00628carne(g)[1+0,006(P-fitato)]

r2=0,877

Sujeitos: n=135

Testado para refeições contendo
fitato

Ovos

1-0,27 ovos

r2 =
(...)

Sujeitos n=50

A equação é válida para 3 ovos na
refeição

Fonte: Hallberg e Hulthén (2000)

Nutrientes em (mg)

Foi calculado o ferro
heme da ingestão de carnes como 40% do ferro total, considerando-se um estoque
de ferro adequado de 500mg. O ferro não-eme dos outros alimentos foi calculado
pela diferença entre o ferro total e o ferro heme. Embora Hallberg e Hulthén
tenham construído os algoritmos em experimentos com refeições, neste estudo
utilizou-se o valor de ferro da dieta.

Cook & Reddy
(2001) mostraram que o efeito facilitador da vitamina C sobre a absorção do
ferro de uma dieta completa é menos pronunciado do que de uma refeição, talvez
devido à variabilidade das substâncias alimentares da dieta.

A avaliação das
condições socioeconômicas a partir de itens de conforto foi realizada através do
método ABA/ABIPEME. Este método emprega variáveis que podem garantir uma
estimativa da renda doméstica, sendo selecionados oito indicadores
discriminantes da renda: número de rádios, TV em cores, automóveis, aspirador de
pó, máquina de lavar roupa, geladeira, empregada mensalista, banheiros e nível
educacional do chefe de família. Em seguida, atribuíram-se pontos à posse desses
itens. Conforme a pontuação de corte das classes, o indivíduo é classificado nas
classes: A – alta (35 ou mais pontos), B - média (21-34), C – média baixa
(10-20), D – pobre (5-9), E - muito pobre (0-4) (Metodologia...., 2007).

Sabendo-se que os
alimentos mais ricos nos nutrientes ferro e cálcio são os de maior custo,
calculou-se o coeficiente de correlação, utilizando-se os pontos atribuídos a
cada sujeito para a classificação dos estratos sociais, a fim de avaliar a
associação entre os pontos obtidos pelos responsáveis da criança na
classificação socioeconômica segundo o critério ABA/ABIPEME e o valor
nutricional de consumo.

Análise
estatística

Para a análise dos
dados coletados foram usados a planilha Excel e o Graph Pad PRISM versão 4.0. As
variáveis contínuas foram expressas através da média e intervalo de confiança
com 95% de confiabilidade. Prova de Kolmogorov-Smirnov (p =0,10) testou a
normalidade da matriz de valores do consumo de ferro e cálcio e dos pontos do
critério ABA/ABIPEME obtidos pelos participantes. Coeficiente de correlação de
Spearman foi usado como medida de associação entre variáveis. O escore Z
calculou a probabilidade de adequação aparente do consumo habitual dos
nutrientes. Teste t comparou as médias de consumo da amostra com as DRIs.
Adotou-se o nível de significância p<0,05.

Resultados e
discussão

Foram selecionados 45
prontuários referentes ao período de atendimento de fevereiro a agosto de 2006,
cujo registro da história alimentar apresentava consistência de informação
necessária ao cálculo da probabilidade de adequação dos nutrientes eleitos. O
perfil de consumo está consolidado na tabela 2.

Tabela 2: Perfil de consumo do nutriente
ferro e de seus modificadores de absorção cálcio e vitamina C em crianças
atendidas no ambulatório de Nutrição na Policlínica Piquet
Carneiro

Faixa Etária

n

Consumo

Ferro
(mg)

Cálcio
(mg)

Vitamina C
(mg)

média

IC

EAR

AI

média

IC

AI

média

IC

EAR

AI

0-6 meses

5

4,48*

±1,47

na

0,3

627,05

±339,29

210

118,31

±64,82

na

40

7-12 meses

6

5,73

±2,40

9,16

na

830,33*

±351,29

270

112,93*

±35,06

na

50

1-3 anos

18

7,75*

±1,43

5,83

na

881,74*

±309,85

500

118,52*

±65,51

12,5

na

4 –8 anos

14

9,22

±2,15

8,3

na

738,04

±268,39

800

48,19*

±17,63

20,8

na

Valor
individual

9
anos

1

11,3

117,45

54,88

* médias significativamente
diferentes

“p” <0,05

(na) não se aplica

(IC) intervalo de
confiança p<0,05

Em relação
ao ferro, as crianças cuja dieta mais se afasta da RDA são as que estão na faixa
etária de 7 a 12 meses, possivelmente porque a alimentação complementar não está
sendo introduzida de forma adequada – ou seja, não se está privilegiando os
alimentos ricos em ferro, tais como as e hortaliças de cor verde escura e a
carne. Para que este ferro seja mais bem aproveitado pelo organismo, duas
recomendações devem ser atendidas: fornecer a papa de hortaliças acompanhada de
suco ou papa de fruta rica em vitamina C e não servir alimentos que contenham
quantidades de leite apreciáveis na mesma refeição, uma vez que o cálcio é um
inibidor da absorção do ferro (Ybarra, Costa, Ferreira, 2001). Registra-se um
consumo expressivo de vitamina C (tabela 2) em todas as faixas etárias, dado
positivo para favorecer a absorção do ferro não-heme, considerando que não
atingiu os níveis de UL (nível superior tolerável de
ingestão).

A questão não é a
quantidade dos nutrientes, mas a forma como estes interagem na combinação entre
alimentos. O consumo de cálcio supera as recomendações, à exceção da faixa
etária de 4 a 8 anos, que se encontra ligeiramente inferior. A criança nessa
idade tem maior liberdade para escolher seus alimentos e o leite, na maioria das
vezes, é o primeiro que vai ser substituído por refrigerantes, guaraná natural e
mate, todos ricos em cafeína, outro competidor do ferro. É importante mostrar à
criança e aos responsáveis por sua alimentação o valor do leite e seus derivados
e a necessidade de consumo moderado desses alimentos.

Interessante notar
a diferença significativa entre as médias de consumo de ferro nas diferentes
faixas etárias identificadas através do Teste t. Este achado permite inferir,
particularmente na faixa etária de 0 a 6 meses, onde os valores foram superiores
a AI, que isto tenha ocorrido devido à introdução de fórmulas lácteas infantis
industrializadas, que, dada sua fortificação, apresentam teores do mineral acima
da composição do leite materno, o qual serve de orientação para a proposta da
AI.

No caso da faixa
etária de 7 a 12 meses, a diferença é significativa para o consumo de cálcio e
vitamina C. Crianças nesta idade consomem leite em pó integral ou fórmula de
seguimento, geralmente com concentração superior à diluição correta e ainda
acrescentam ao leite farinhas de cereais enriquecidas. Esta pode ser uma das
explicações para estes achados. Analogamente, o fenômeno acontece até os três
anos. Na última faixa etária, apenas o consumo de vitamina C encontra-se
levemente superior a EAR, o que é peculiar à dieta do brasileiro que não
apresenta deficiência desta vitamina.

Castro et al.
(2005), estudando a alimentação de crianças de 24 a 72 meses de idade
matriculadas em creches municipais de Viçosa, encontraram consumo mediano para
ferro de 4,5mg , vitamina C, 13,1mg e cálcio 285,0 mg. Outro estudo, realizado
por Cavalcante et al. (2006), também realizado
em Viçosa mas com crianças na faixa etária entre 12 e 35 meses, encontrou
consumo de 5,47± 2,62 mg e
2,36± 14,27mg para ferro e vitamina C, respectivamente.
Spinelli et al. (2003), avaliando o consumo
alimentar de crianças em creches do Município de São Paulo, encontraram média de
consumo de ferro de 3,84± 0,81 mg; 4,59± 1,40 mg e
5,22± 1,41mg para as faixas etárias de 6 a 9 , 9 a 12 e 12
a 18 meses, respectivamente. Analogamente, o consumo de cálcio atingiu
249,49± 35,05mg; 309,21± 94,81mg;
369,01± 66,16mg e vitamina C , 41,35± 17,05mg;
39,91± 11,51mg; 44,72± 15,84mg.

Embora não exista
semelhança nos pontos de corte das faixas etárias deste estudo com os demais
citados, podem-se dividir os dados para confronto em dois grupos: crianças
menores e maiores de dois anos. No primeiro grupo, existe certa semelhança no
consumo de ferro e cálcio e diferença em relação à vitamina C, mais alto no
presente estudo. Análise análoga para o segundo grupo, este apresenta valor de
consumo superior para ferro, assemelhado para cálcio e inferior para vitamina
C.

Dos 45 registros
da história alimentar das crianças, foi possível calcular a adequação aparente
da dieta de apenas 15 crianças, uma vez que a estimativa de desvio padrão
intrapessoal para os nutrientes ferro, cálcio e vitamina C, calculadas pelo
Institute of Medicine (IOM, 2000) estão disponíveis para indivíduos a partir de
quatro anos de idade (tabela 3).

Tabela 3: Classificação da ingestão
habitual das crianças atendidas no ambulatório de Nutrição na Policlínica Piquet
Carneiro

Faixa
etária

Ferro
(mg)

Cálcio
(mg)

Vitamina
C(mg)

Adequado

P ≥
0,70

Inadequado

p<
0,70

Adequado

P ≥
0,70

Inadequado

p<
0,70

Adequado P ≥
0,70

Inadequado

p< 0,70

4 a 8
anos

0%

93,33%

20.00%

73.33%

6.67%

86.66%

9
anos

0%

6.67%

0%

6.67%

0%

6.67%

n=15

O consumo
alimentar declarado das 15 crianças cuja dieta foi avaliada está inadequado para
ferro (100%), cálcio (80%) e vitamina C (93,33%), quando considerado o grau de
confiabilidade “p≥ 0,70” sugerido por Fisberg et al. (2005).

Em relação à
adequação, Castro et al. (2005) encontraram prevalência de inadequação de 21,4%
e 72,8% para ferro e vitamina C, respectivamente. Os resultados da predição da
absorção de ferro estão consolidados na tabela 4.

Tabela 4. Absorção estimada de ferro
através dos algoritmos (Hallberg & Hulthén)

Sujeito

Ferro da dieta

estimuladores

inibidores

Ferro

Total

Heme

Não heme

Vit.. C

Carnes

Cálcio

Ovo

Estimativa de
absorção

mg

mg

mg

mg

g

mg

ud

mg

1

18,94

2,66

16,28

20,75

429,00

613,31

1,67

2

5,43

0,44

4,99

140,71

71,50

925,00

2,28

3

6,75

0,00

6,75

133,67

0,00

997,66

1,97

4

2,25

0,00

2,25

13,50

0,00

174,00

0,04

5

11,22

0,59

10,63

126,75

95,81

268,91

4,60

6

2,50

0,00

2,50

13,50

0,00

587,64

0,04

7

4,27

0,53

3,74

73,24

85,80

73,89

0,73

8

9,93

0,62

9,31

24,07

100,10

538,05

0,50

9

6,95

0,00

6,95

105,10

0,00

365,02

1,44

10

4,91

0,49

4,42

5,41

78,65

758,87

0,04

11

5,91

0,44

5,47

41,10

71,50

316,54

0,48

12

8,89

0,35

8,54

9,43

57,20

186,86

0,14

13

9,89

0,93

8,96

26,80

150,15

394,55

0,64

14

6,57

0,44

6,13

199,81

71,50

764,30

4,76

15

6,20

0,53

5,67

28,16

85,80

679,64

0,34

16

11,75

1,24

10,51

129,08

200,20

1115,86

6,58

17

5,64

0,53

5,11

50,98

85,80

919,74

0,62

18

4,28

1,24

3,04

35,50

200,20

1130,06

0,35

19

4,05

0,89

3,16

64,05

143,00

896,35

0,64

20

4,53

0,00

4,53

78,45

0,00

714,92

0,63

21

4,89

0,18

4,71

107,33

28,60

549,95

1,18

22

4,36

0,35

4,01

601,89

57,20

390,47

18,25

23

5,92

0,00

5,92

285,92

0,00

544,34

5,63

24

5,05

0,53

4,52

15,98

85,80

479,15

0,15

25

11,23

0,71

10,52

70,55

114,40

2524,92

2,17

26

7,90

0,27

7,63

83,39

42,90

689,16

1,46

27

14,40

0,00

14,40

0,00

0,00

3164,40

não calculado

28

4,14

0,00

4,14

115,87

0,00

589,72

1,00

0,72

29

4,29

0,00

4,29

60,81

0,00

701,08

0,43

30

4,57

0,00

4,57

220,12

0,00

1146,40

2,85

31

12,95

0,44

12,51

118,52

71,50

1900,83

4,44

32

12,55

1,77

10,78

144,96

286,00

911,02

9,92

33

7,24

0,53

6,71

17,74

85,80

675,82

0,24

34

8,66

0,89

7,77

28,72

143,00

1009,26

0,59

35

6,32

0,98

5,34

40,87

157,30

496,69

0,64

36

4,51

0,44

4,07

136,95

71,50

860,10

1,78

37

7,68

0,44

7,24

192,87

71,50

718,20

5,32

38

11,30

1,15

10,15

54,88

185,90

117,45

1,91

39

7,13

0,00

7,13

98,65

0,00

1412,46

1,35

40

13,13

0,89

12,24

77,37

143,00

672,79

3,16

41

9,18

0,31

8,87

37,05

50,05

726,81

0,63

42

12,50

0,53

11,97

97,00

85,80

595,80

3,40

43

13,23

1,06

12,17

75,11

171,60

540,89

3,30

44

10,51

0,18

10,33

42,58

28,60

1158,22

0,78

45

6,89

0,44

6,45

159,36

71,50

1021,50

3,54

A média da
estimativa de absorção de ferro, considerando os fatores estimuladores e
inibidores, foi de 2,21± 0,94, o que representa 57,63% da ingestão de ferro
total. Este resultado pode ter sido devido ao efeito vitamina C e carne. O
consumo médio da carne (crua) foi de 86,18 ± 24,74 g, que representa
aproximadamente 60g de carne cozida declarada consumida ao dia. Esta quantidade
se aproxima da sugerida nos dez passos para uma alimentação saudável – duas
porções de 30 a 50g (Vitolo, 2002).

Este cenário, onde se
calculam a adequação aparente de ferro e sua absorção, traz inquietação em
relação ao cumprimento das recomendações nutricionais, uma vez que não as
satisfaz. Ainda deve ser destacado que os fatores estimuladores, quando
considerados na dieta completa, são menos pronunciados do que nas refeições em
separado (Cook & Reddy, 2001).

Os coeficientes de
correlação de Spearman (r) (tabela 5) apresentaram valores discretos tanto para
ferro quanto para cálcio, o que denota fraca associação. No entanto, seria
necessário aumentar o tamanho da amostra, uma vez que o valor de r não foi
significativo. A partir dos coeficientes de determinação, pode-se inferir que 4%
e 1%
da variância do ferro e do cálcio, respectivamente, são atribuídas à
condição socioeconômica.

A opção pelo
coeficiente de correlação de Spearman prendeu-se a que as matrizes relativas ao
consumo alimentar, ferro (distância KS = 0,1396; p= 0,0278) e cálcio (distância
KS= 0,1763; p= 0,0012) não apresentaram distribuição normal; diferentemente da
variável ponto obtido pelo critério ABA/ABIPEME (distância KS = 0,126; p=
0,0706).

Tabela 5: Associação entre pontos do
ABIPEME para classificação da situação socioeconômica e consumo alimentar de
ferro e cálcio das crianças atendidas no ambulatório de Nutrição na Policlínica
Piquet Carneiro

Consumo
Alimentar

Pearson

(r)

Intervalo de
confiança

(IC)

Coeficiente de
determinação

(r2)

Ferro
(mg)

0,20*

-0.11 para
0.47

0,04

Cálcio
(mg)

0,11*

-0.20 para
0.40

0,01

n=45

(*) não significativo (p <0,05)

Os resultados levaram
a considerar duas questões. A primeira, referente à biodisponibilidade do ferro
na dieta, torna imperativo, durante a consulta de Nutrição, explicar as formas
de se combinar os alimentos, a fim de favorecer a absorção de ferro da dieta. A
segunda leva a acreditar que outros fatores, além dos socioeconômicos
–comportamentais, cognitivos, emocionais e comunicativos –, podem estar
influenciando na escolha dos alimentos.

Conclusão

O perfil de
adequação aparente da ingestão habitual da dieta das crianças é de inadequação
para ferro, cálcio e vitamina C, ao nível de confiabilidade de 70%. Os achados
mostram que é imperativo o monitoramento do consumo alimentar e das ações
educativas na orientação nutricional. A não-existência de associação
significativa entre os pontos da ABA/ABIPEME e o consumo de cálcio e ferro
permite, mesmo que com reservas, reforçar a idéia de que a educação nutricional
é a ferramenta de intervenção mais apropriada, independentemente da situação
socioeconômica da criança.

A contribuição do
estudo está em monitorar o consumo alimentar de um grupo vulnerável – crianças
do desmame à entrada na adolescência –, ensinando aos responsáveis por sua
alimentação a maneira mais adequada de combinar os alimentos, a fim de
biodisponibilizar o ferro não-heme, ou seja, aquele que está presente
principalmente em leguminosas e hortaliças verde escuras.

Referências

ARMSTRONG, J.; REILLY, J.J.
Child Health Information Team. Breastfeeding and lowering the risk of childhood
obesity. Lancet; v. 359, p. 2003-04,
2002.

CASTRO T.G. et al.
Caracterização do
consumo alimentar, ambiente socioeconômico e estado nutricional de pré-escolares
de creches municipais. Revista Nutrição. Campinas, v. 18, n. 3, p. 321-330,
2005.

CAVALCANTE et al. Consumo alimentar e
estado nutricional de crianças atendidas em serviços públicos de saúde do
município de Viçosa, Revista Nutrição. Campinas, v. 19, n. 3, p.
321-330, 2006.

COOK, J.D.; REDDY, M.B.
Effect of ascorbic acid intake on nonheme-iron absorption from a complete diet.
American Journal of Clinical Nutrition. Bethesda, v. 73, p. 93-8, 2001.

COUTINHO, G.G.P.L.;
GOLONI-BERTOLLO, E.M.; BERTELLI, E.C.P. Iron deficiency anemia in chidren: a
challenge for public health and for society. Sao Paulo Medical Journal. São Paulo, v. 1233, n. 2, mar. 2005.
Disponível em: <http://www.scielo.br>. Acesso em: 10 out.
2007.

FACUNDES, A.A. et al.
Vigilância Alimentar
e Nutricional – SISVAN: orientações básicas para a coleta, processamento, análise de dados e
informação em serviços de saúde. Brasília: Ministério da Saúde, 2004.
120p.

FISBERG M.R.; MARTINI, L.A., SLATER, B.
Métodos de Inquéritos alimentares. In: ___. (Orgs.). Inquéritos
Alimentares: métodos e bases científicos. Barueri: Manole, 2005.

HALLBERG L., HULTHÉN L.
Prediction of dietary iron absorption an algorithm for calculating absorption
and bioavailability of dietary iron, American Journal of Clinical Nutrition.
Bethesda, v. 71, p. 1147-60, 2000.

INSTITUTE OF MEDICINE.
Dietary Reference Intakes: applications in dietary assessment.
Washington, DC.:
National Academic Press, 2000.

MARCHIONI D.M.L.; SLATER B.; FISBERG
R.M. Aplicação das Dietary Reference Intakes na avaliação da ingestão de
nutrientes para indivíduos. Revista de Nutrição. Campinas, v. 17, n. 2, p.
207-216, 2004.

METODOLOGIA E CRITÉRIOS Empregados no
Brasil para Classificar os Estratos Sociais. Disponível em: www.maxwell.lambda.ele.puc-rio.br/cgi-bin/PRG_0599.EXE/5253_3.PDF?NrOcoSis=13795&CdLinPrg=pt.
Acesso em: 22 nov. 2007

PHILIPPI, S.T. Tabela de Composição de
alimentos: suporte para decisão nutricional. São Paulo: Coronário; 2002. 135p.

PINHEIRO A.B.V et al. Tabela para
avaliação de consumo em medidas caseiras. São Paulo: Atheneu, 2000.
63p.

SPINELLI et al. Consumo alimentar de
crianças de 6 a 18 meses em creche. Revista
Nutrição. Campinas, v. 16, n. 4, p.
409-414, 2003.

TOMKINS, A. Measuring obesity
in children: what standards to use? Jornal de Pediatria, v. 82, n. 4, p. 246-8,
2006.

VITOLO, M.R. Dez passos para uma
alimentação saudável: guia alimentar para crianças menores de dois anos.
Brasília: Ministério da Saúde, 2002. 45p.

YBARRA, M.; COSTA, N.M.B.; FERREIRA,
C.L.F. Interação cálcio e ferro: uma revisão. Nutrire: Revista Sociedade
Brasileira Alimentação Nutrição. São Paulo, v. 22, p.85-107,
2001.

Fonte de auxílio: Sub-Reitoria de
Extensão Universitária da Universidade do Estado do Rio de Janeiro. Concessão de
uma bolsa para o aluno participante do Projeto n. 411-2006 SR3/UERJ - Educação
Nutricional em Puericultura: uma parceria INU/DNS/PPC/UERJ. Área temática:
Saúde

1*Professoras no Departamento de Nutrição
Social / Instituto de Nutrição / Universidade do Estado do Rio de Janeiro

2Professora no Instituto de Matemática e
Estatística / Universidade do Estado do Rio de

3Alunos do Curso de Graduação em Nutrição
/ Universidade do Estado do Rio de Janeiro

*Correspondência
para :
Haydée Serrão
Lanzillotti

Avenida Jambeiro n. 910 apto 101. Vila
Valqueire, Rio de Janeiro. RJ

CEP 21330-300

E-mail:
[email-masked]