Fatores associados à introdução precoce de leite artificial, Município do Rio de Janeiro, 2007

Factors associated to the introduction of artificial milk in the city of Rio de Janeiro, 2007

ARTIGOS ORIGINAIS

Fatores associados à introdução precoce de leite artificial, Município do Rio de Janeiro, 2007

Factors associated to the introduction of artificial milk in the city of Rio de Janeiro, 2007

Roberta Pereira Niquini^I; Sonia Azevedo Bittencourt^II; Elisa Maria de Aquino Lacerda^III; Maria do Carmo Leal^II

^IEscola Nacional de Saúde Pública da Fundação Oswaldo Cruz

^IIDepartamento de Epidemiologia e Métodos Quantitativos em Saúde da Escola Nacional de Saúde Pública da Fundação Oswaldo Cruz

^IIIDepartamento de Nutrição e Dietética. Instituto de Nutrição Josué de Castro - Universidade Federal do Rio de Janeiro (UFRJ)

^{Correspondência}

RESUMO

Este estudo objetivou analisar a associação entre introdução de leite artificial e fatores demográficos e socioeconômicos em uma amostra representativa de 1.057 mães de crianças menores de seis meses, atendidas em 27 unidades básicas de saúde no Município do Rio de Janeiro, no ano de 2007. As informações sobre características maternas e tipo de alimentação da criança foram obtidas pela aplicação de um questionário à mãe após uma consulta pediátrica. Para estimar a associação entre as variáveis maternas e a introdução de leite artificial foi utilizado um modelo de regressão logística multivariado com ponderação, efeito de desenho e controlado pela idade da criança. Os resultados apontaram que a chance de introdução de leite artificial foi significativamente maior, no nível de 5%, entre as mães com trabalho informal, menos de oito anos de estudo e sem experiência em amamentar. Verificou-se a presença de interação negativa entre situação conjugal e a idade materna. Dentre as mulheres com companheiro, as adolescentes mostraram uma chance 2,06 vezes maior (IC 95% de 1,32 a 3,21) de introduzir leite artificial quando comparadas com as adultas, enquanto entre as mulheres sem companheiro, a adolescência aparece como um fator protetor para a introdução de leite artificial (OR = 0,24, IC 95% 0,10 a 0,58). É necessária a capacitação de profissionais de saúde para oferecer orientações sobre amamentação através de uma abordagem que considere as características maternas.

Palavras-chave: Aleitamento materno. Alimentação artificial. Nutrição do lactente. Saúde da criança. Fatores de Risco.

ABSTRACT

This article aims at examining the association between the introduction of artificial milk and socioeconomic and demographic factors in a representative sample of 1,057 mothers of children under six months users of 27 health care units in the city of Rio de Janeiro in the year 2007. Information about mother's characteristics and children's feeding practices were obtained through interviews with mothers after a pediatric appointment. Multivariate logistic regression models adjusted by children's age, with weighing and design effect were used to estimate association between mother's characteristics and introduction of artificial milk. Results indicated that introduction of artificial milk was negatively associated with having formal employment (OR= 0.40; CI 95% 0.24 - 0.67) and not having a paid job (OR= 0.40; CI 95% 0.29 - 0.57) and was positively associated with low maternal schooling (OR= 1.29 CI 95% 1.01 - 1.63) and not having had a previous breastfeeding experience (OR= 1.61 CI 95% 1.28 a 2.04). Negative interaction was observed between marital status and mother's age. Adolescence was positively associated with introduction of artificial milk among mothers with partners (OR=2.06 CI 95% 1.32 - 3.21) and negatively associated among mothers without partners (OR=0.24, CI 95% 0.10 - 0.58). Public health professionals should be trained to promote exclusive breastfeeding during the first six months of life with particular attention to mother's characteristics.

Keywords: Breast feeding. Bottle feeding. Infant nutrition. Child health. Risk Factors.

Introdução

A promoção do aleitamento materno passou a ser considerada, pelo Ministério da Saúde, como uma das cinco ações prioritárias na atenção à criança a partir de 1984¹. Nos anos subsequentes, novas estratégias foram implantadas para auxiliar na promoção desta prática, entre elas a Iniciativa Hospital Amigo da Criança (IHAC), incorporada pelo Ministério da Saúde em 1992², a Atenção Integrada às Doenças Prevalentes na Infância (AIDPI), estabelecida no Brasil a partir de 1997³ e a Iniciativa Unidade Básica Amiga da Amamentação (IUBAAM), lançada pela Secretaria de Estado de Saúde do Rio de Janeiro (SESRJ) em 1999².

Os dados de três inquéritos populacionais realizados em 1974-1975, 1989 e 1999 mostram uma tendência de aumento da prática da amamentação no Brasil. Destaca-se que, no período de 25 anos decorridos entre a primeira e a terceira pesquisa, o aumento da frequência da amamentação foi de 200% para crianças no sexto mês de vida⁴.

As ações focadas no incentivo à prática de aleitamento materno, bem como a melhora dos indicadores são conhecidas. Contudo, ressalta-se que a introdução precoce de alimentação complementar na dieta infantil, incluindo chás, sucos, água, outros tipos de leite, entre outros alimentos, ainda é uma prática comum⁵. A meta da Organização Mundial de Saúde (OMS) de que o aleitamento materno exclusivo seja mantido até o sexto mês de vida para que a criança alcance o crescimento e desenvolvimento ótimos e tenha uma maior proteção contra morbidade e mortalidade por doenças infecciosas, especialmente devido a infecções gastrointestinais e respiratórias, ainda exige muitos esforços^6,7.

Em busca de fatores que se relacionem ao abandono da prática de aleitamento materno exclusivo, a fim de identificar as mulheres mais vulneráveis e possibilitar que os profissionais de saúde desenvolvam uma abordagem direcionada às características das mesmas, estudos têm analisado a associação entre características socioeconômicas e demográficas maternas e o aleitamento materno. Associações negativas entre a prática de aleitamento materno e a mãe ser trabalhadora^8-10, primípara^11-14, ter baixa escolaridade^9,11,13-15 e ser adolescente^12-15 têm sido amplamente documentadas. Fatores associados positivamente à prática de aleitamento materno, como receber apoio familiar, ter condições adequadas no local de trabalho, ter experiência prévia positiva de amamentação¹³ e ter companheiro^14,15 têm sido menos explorados.

Desta forma, o presente estudo, tem por objetivo estimar as associações entre fatores demográficos, sócio-econômicos e a introdução de leite artificial para crianças menores de seis meses no Município do Rio de Janeiro.

Método

Trata-se de um subprojeto do estudo interinstitucional, "Avaliação da qualidade da assistência à criança menor de seis meses na rede SUS do Município do Rio de Janeiro", desenvolvido pelo grupo de pesquisa "Epidemiologia e Avaliação de Programas sobre a Saúde Materno Infantil", representado por pesquisadores do Departamento de Epidemiologia e Métodos Quantitativos em Saúde da Escola Nacional de Saúde Pública/FIOCRUZ e do Instituto Fernandes Figueira/FIOCRUZ, com participação de pesquisadores da Universidade Federal Fluminense, Universidade Federal do Rio de Janeiro, Universidade do Estado do Rio de Janeiro, Secretaria de Estado de Saúde do Rio de Janeiro e Secretaria Municipal de Saúde do Rio de Janeiro.

Realizou-se um estudo transversal, que avaliou um total de 1.082 pares de mães e respectivas crianças nos primeiros seis meses de vida que demandaram atendimento pediátrico em 27 unidades básicas de saúde no Município do Rio de Janeiro de junho a setembro de 2007.

Foi realizada uma amostragem por conglomerado em dois estágios. No primeiro estágio foram selecionadas as unidades básicas de saúde do Município do Rio de Janeiro e, no segundo, as crianças atendidas nas unidades selecionadas.

Para obter uma amostra geograficamente representativa do Município do Rio de Janeiro, as unidades básicas de saúde foram ordenadas segundo a distância euclidiana, calculada a partir das coordenadas geográficas dos estabelecimentos de saúde em relação ao Centro Administrativo do Município do Rio de Janeiro, e foram selecionadas, de forma sistemática, em caracol, com probabilidade de seleção proporcional ao número mensal médio de consultas realizadas com crianças menores de seis meses de idade no primeiro semestre de 2005. As unidades secundárias de amostragem (crianças) foram sorteadas de forma sistemática, obedecendo à ordem de saída das consultas.

O tamanho amostral total da pesquisa foi calculado assumindo-se uma margem de erro bilateral de 13% e um nível de confiança de 95%, gerando uma amostra de 27 unidades básicas de saúde, com 40 entrevistas em cada uma, totalizando 1.080 entrevistas.

Foi aplicado à mãe, após a realização da consulta pediátrica, um questionário padronizado, pré-testado em população semelhante à estudada, visando apresentar uma linguagem simples e de fácil compreensão e a inclusão, nas questões fechadas, de todas as opções possíveis.

O estudo piloto foi realizado em três unidades de saúde de diferentes complexidades (Posto de Saúde, Centro Municipal de Saúde e Posto de Atendimento Médico) no período de uma semana. A equipe de campo responsável pela aplicação dos instrumentos às mães foi constituída de 6 supervisores e 24 entrevistadores, que eram estudantes universitários ou profissionais das áreas de saúde ou humanas, e que passaram por treinamentos teóricos e práticos.

Todos os instrumentos de entrevista, após o preenchimento, passaram por três etapas de revisão, sendo a primeira realizada pelo próprio entrevistador, seguida pelo supervisor de campo e por revisores treinados e, posteriormente, passaram por dupla digitação.

Para a realização da presente análise, foram utilizados como critérios de inclusão: crianças de zero a 179 dias que tiveram consulta de pediatria, com médico ou enfermeiro, na data da entrevista. Os critérios de exclusão foram: mães com HIV e mulheres de raça amarela e indígena.

A variável dependente dicotômica analisada foi a introdução de leite artificial e as variáveis independentes utilizadas foram: idade da mãe (adolescente - menor de 20 anos/adulta - maior ou igual a 20 anos); raça/ cor da mãe (Branca/Preta/Parda); escolaridade (8 ou mais anos de estudo/menos de 8 anos de estudo); adequação da escolaridade para a idade; situação conjugal (com companheiro/sem companheiro); categorias de trabalho (trabalho informal/trabalho formal /sem trabalho remunerado); indicador de bens; número de pessoas no domicílio (2 a 3 pessoas/4 ou mais pessoas); experiência em amamentar o último filho por seis meses ou mais (sim/não); primiparidade (sim/não); idade da criança em dias, calculada pela diferença entre a data da entrevista e da data de nascimento da criança.

Para a classificação da escolaridade em adequada e inadequada, levou-se em consideração que, aos sete/oito anos, toda criança deve estar cursando a primeira série do ensino fundamental, cuja 8ª série deve estar sendo cursada aos 14/15 anos de idade, segundo o Ministério da Educação¹⁶. Para as com 18 anos ou mais, foi considerado como adequado ter o ensino médio completo (11 anos de estudo).

Já a medida de nível socioeconômico, de acordo com a presença de patrimônio do lar, também chamado indicador de bens¹⁷, foi calculado da seguinte maneira:

em que i varia de 1 a 10 patrimônios; bi igual a 1 ou zero, respectivamente na presença ou ausência de rádio, geladeira/freezer, aparelho de DVD/videocassete, máquina de lavar roupa, microondas, telefone fixo, computador, televisão, carro particular e ar condicionado. O peso atribuído à presença de cada item foi o complemento da frequência relativa (fi) de cada item na amostra total. Então, quanto mais rara a presença do item, maior o peso a ele atribuído. A variável "indicador de bens" foi categorizada em: menor ou igual a um/maior que um e menor ou igual a dois/maior que dois.

Para a realização da análise estatística, cada elemento da amostra recebeu uma ponderação pelo inverso de sua probabilidade de seleção. Posteriormente, os valores obtidos de peso foram padronizados multiplicando cada peso não padronizado por um fator k. Esse fator k foi calculado dividindo o tamanho total da amostra pela soma dos pesos não padronizados, conforme descrito por Sousa e Silva^18.

No cálculo da razão de chance foram utilizados modelos de regressão logística com ponderação e efeito de desenho, dado que tem sido demonstrado o impacto na precisão das estimativas de várias variáveis com a inclusão do plano de amostragem por conglomerado^{18, 19}.

Foram feitos modelos de regressão logística bivariados, incluindo a variável dependente e cada uma das variáveis independentes, isoladamente, para a seleção das variáveis que fariam parte do modelo multivariado. Foram calculadas as estimativas de odds ratio (OR) brutas de associação entre cada uma das variáveis independentes e a variável introdução de leite artificial e seus respectivos intervalos de confiança (com 95% de confiança). Foram testadas sete interações: idade da mãe com situação conjugal, idade da mãe com categorias de trabalho, situação conjugal com escolaridade, situação conjugal com adequação da escolaridade, situação conjugal com indicador de bens, escolaridade com categorias de trabalho e adequação da escolaridade com categorias de trabalho.

Foram realizados modelos de regressão logística multivariados com as variáveis significativas no nível de 20% na análise bivariada e foram mantidas no modelo multivariado final as variáveis significativas no nível de 5%. Após a escolha do modelo final, foram calculadas as estimativas de odds ratio (OR) ajustadas, os respectivos intervalos de confiança (com 95% de confiança) e foi elaborado um gráfico mostrando as probabilidades ajustadas de introdução de leite artificial segundo idade da mãe e situação conjugal.

Para a verificação da adequação do modelo, procedeu-se a verificação da presença de pontos influentes através do gráfico de Distância de Cook. As estimativas de associação foram recalculadas após a exclusão dos pontos mais influentes. Todas as análises foram realizadas no software R versão 2.7.0.

O projeto de pesquisa foi aprovado pelos comitês de ética em pesquisa da Escola Nacional de Saúde Pública Sergio Arouca - ENSP/FIOCRUZ e da Secretaria Municipal de Saúde do Rio de Janeiro. Todos os dados foram coletados mediante assinatura de termo de consentimento livre e esclarecido pela mãe da criança. Não há conflito de interesse em relação aos métodos utilizados como parte da investigação ou interesse financeiro dos pesquisadores.

Resultados

Foram excluídas da presente análise 25 crianças, as quais não obedeceram aos critérios de inclusão ou se encaixaram nos critérios de exclusão, totalizando uma amostra de 1.057 crianças. A média de idade das crianças foi de 85,7 dias e a mediana foi de 83 dias, enquanto a média de idade materna foi de 25,8 anos com a idade máxima de 44 e a mínima de 12 anos.

Na Tabela 1, onde é apresentada a distribuição das mães de acordo com as variáveis demográficas e socioeconômicas, verificou-se que a amostra incluiu 238 (22,5%) adolescentes. Das 1.057 mães, 22,1% (n = 234) declararam-se pretas e 49,8% (n = 526) declararam-se pardas, 41,9% (n = 443) apresentavam menos de 8 anos de estudo, 73,7% (n = 779) tinham escolaridade inadequada para a idade, 15,0% (n = 158) não possuíam companheiro, 13,8% (n = 146) tinham trabalho informal e 21,1% (n = 223) trabalho formal.

O indicador de bens variou de 0,02 a 4,77, sendo que 47,3% (n =500) tiveram uma pontuação menor ou igual a um e 27,3% (n =288) tiveram uma pontuação maior que dois. A respeito do número de pessoas no domicílio, 29,8% (n=315) das mães viviam na casa apenas com a criança ou com a criança e mais uma pessoa.

Com relação à experiência em amamentar o último filho por seis meses ou mais, 63,9% das mães (n = 675) não a tinham e 45,4% (n = 479) eram primíparas. A proporção de introdução de leite artificial foi de 44,1% (n = 467).

Verificou-se, na Tabela 1, que as variáveis idade materna, cor/raça, escolaridade, adequação da escolaridade, trabalho formal, não possuir trabalho remunerado, ter indicador de bens menor ou igual a dois, número de pessoas no domicílio e primiparidade apresentaram um efeito de desenho maior que 1,5.

Com a análise logística bivariada, apresentada na Tabela 2, verificou-se que as variáveis idade da mãe categorizada em adolescente e adulta, escolaridade, adequação da escolaridade, situação conjugal, categorias de trabalho, experiência em amamentar e primiparidade, foram significativas no nível de 20% para explicar a introdução de leite artificial. O mesmo ocorreu com a variável idade da criança e com a interação entre idade da mãe e situação conjugal. Foi testada a inclusão de cada uma dessas variáveis no modelo logístico multivariado.

As variáveis adequação da escolaridade e primiparidade não foram significativas, no nível de 5%, no modelo multivariado.

O melhor modelo testado na análise de regressão logística multivariada para explicar a introdução de leite artificial foi o que incluía as seguintes variáveis explicativas: idade da mãe, escolaridade, situação conjugal, categorias de trabalho, experiência em amamentar e interação entre idade materna e situação conjugal, ajustadas pela idade da criança na data da entrevista.

Na Tabela 3, onde estão apresentadas as estimativas obtidas através da análise logística multivariada, verificou-se um sinergismo entre as categorias idade materna e situação conjugal. Dentre as mulheres com companheiro, as adolescentes mostraram uma chance 2,06 vezes maior (IC 95% de 1,32 a 3,21) de introduzir leite artificial quando comparadas com as adultas, enquanto entre as mulheres sem companheiro, a adolescência aparece como um fator protetor para a introdução de leite artificial (OR = 0,24, IC 95% 0,10 a 0,58).

Entre as mulheres adultas, as sem companheiro têm uma chance 5,32 vezes maior (IC 95% de 2,85 - 9,91) de introduzir leite artificial do que as com companheiro; já, entre as adolescentes, a associação negativa entre introdução de leite artificial e não ter companheiro não foi significativa (OR = 0,61; IC 95% de 0,26 a 1,44).

Observou-se, também, que as mães com menos de oito anos de estudo têm uma chance 29% maior de introduzir leite artificial quando comparadas com as com oito anos ou mais, enquanto as com trabalho formal e as que não possuem trabalho remunerado têm 60% menos chance de introduzir leite artificial quando comparadas com as que têm trabalho informal.

As mães que não tinham experiência em amamentar (por serem primíparas, por não terem amamentado o último filho ou por terem amamentado por menos de seis meses) apresentaram uma chance 1,61 vezes maior (IC 95% de 1,28 a 2,04) de introduzir leite artificial quando comparadas com as que amamentaram o último filho por seis meses ou mais.

A presença de interação negativa entre situação conjugal e idade materna na introdução de leite artificial para crianças menores de seis meses de idade também pode ser verificada na Figura 1. Observa-se claramente que, entre as mulheres com companheiro, as menores de vinte anos (adolescentes) têm maior probabilidade de introduzir leite artificial e, entre as sem companheiro, a adolescência mostra-se como um fator protetor. Também se verifica que, entre as mulheres com vinte ou mais anos (adultas), a probabilidade de introdução de leite artificial mostra-se maior entre aquelas sem companheiro.

Com relação à adequação do modelo multivariado escolhido, não foram verificados valores de Distância de Cook superiores a um, como podem ser observados na Figura 2. A exclusão das observações nove e 185, pontos mais influentes, provocou alteração na significância da interação entre situação conjugal e idade da mãe, de maneira que, entre as adolescentes, a associação negativa entre não ter companheiro e introdução de leite artificial passa a ser significativa, como pode ser observado na Tabela 3, onde também são apresentadas as estimativas obtidas através da análise logística multivariada após a retirada dos pontos mais influentes.

Discussão

Tendo como base a recomendação da Organização Mundial de Saúde de que o aleitamento materno exclusivo seja mantido até os seis meses de idade da criança^6,7, considera-se que a introdução precoce de leite artificial foi alta na amostra de usuários de unidades básicas de saúde do Município do Rio de Janeiro.

A associação encontrada entre baixa escolaridade e introdução precoce de leite artificial corrobora os resultados de outros estudos^9,11,13-15. Justifica-se esta associação com a idéia de que mulheres com escolaridade mais alta consigam assimilar mais conhecimento acerca dos benefícios da amamentação e rejeitem, com mais segurança, influências e práticas que prejudicam a amamentação exclusiva¹¹.

A associação negativa da introdução precoce de leite artificial com o trabalho materno formal e com não ter trabalho remunerado parece ocorrer porque as mães que não trabalham não são obrigadas a se afastarem de seus filhos e as mães com trabalho formal, segundo a Consolidação das Leis do Trabalho, têm direito à licença maternidade de 120 dias e, até que o filho complete 180 dias, a dois descansos diários de meia hora²⁰, de maneira que são menos vulneráveis à introdução precoce de leite artificial. Nas camadas mais pobres, onde é maior a informalidade no emprego, não há o benefício da licença maternidade e a mãe pode se ver obrigada a desistir do aleitamento materno exclusivo para permitir seu sustento e de seu filho²¹. O retorno ao trabalho afasta as mães de seus bebês por cerca de 8 horas diárias, o que dificulta a manutenção do aleitamento exclusivo até seis meses e propicia a maior introdução de leite artificial.

Mulheres primíparas aparecem como um grupo vulnerável para a introdução precoce de leite artificial na análise bivariada, o que também corrobora o encontrado na literatura^11-14, onde se destaca a "insegurança da mãe de primeira viagem" como um potencial fator contribuinte para a menor duração do aleitamento materno¹³. Contudo, neste estudo verificou-se que a experiência em amamentar por seis meses, a qual permaneceu significativa na análise multivariada, foi mais importante para explicar a introdução de leite artificial do que apenas a primiparidade. Desta forma, indica-se que as mães sem experiência de amamentação por seis meses ou mais, principalmente aquelas com experiência prévia "negativa", têm mais dificuldade para estabelecer o aleitamento materno exclusivo, o que também pode ser justificado pela intenção de não amamentar, que parece ser um forte determinante da iniciação e duração da amamentação²².

Supõe-se que o antagonismo encontrado entre situação conjugal e idade materna deva-se ao fato de que as mulheres sem companheiro não usufruem do apoio social, econômico, emocional e educacional de um parceiro²³, de forma que as mulheres adultas e sem companheiro se tornariam mais vulneráveis do que as adultas com companheiro, enquanto as adolescentes sem companheiro podem estar recebendo o apoio do restante da família²⁴.

Godinho e colaboradores, por meio de um estudo qualitativo, identificaram que as adolescentes destacam menos o apoio recebido do companheiro na gravidez e, com mais frequência, enfatizam o apoio recebido da família, especialmente, dos pais. Este apoio da família foi mais evidente quanto mais jovem as meninas, pois estas, geralmente, tinham uma relação mais instável com os pais de seus filhos, não podendo, muitas vezes, contar com seu apoio²⁴.

Machado e Bosi referem que a presença do companheiro representa um auxílio valioso no processo da amamentação e ressaltam que a mulher com companheiro vivencia sentimentos de tensão, ciúme e insegurança na função de alimentar o filho e atender ao papel de esposa²¹. Desta forma, para as mulheres com companheiro, a adolescência, período de crise, mudança, readaptação ao novo corpo e de novas atitudes frente à vida, somado ao peso de uma gravidez²⁴ e da modificação de situação conjugal, dos pontos de vista pessoal, social e familiar, estaria levando a uma maior vulnerabilidade para a introdução precoce de leite artificial em comparação com as adultas com companheiro.

Os resultados encontrados neste estudo corroboram os achados de Frota e Marcopito, que apontam que, entre as mulheres com companheiro, as adolescentes têm maior chance de desmame aos seis meses de vida enquanto, entre as mães sem companheiro, a adolescência é um fator protetor para o desmame²⁵.

O presente estudo detectou que características maternas como baixa escolaridade, trabalho informal, não ter experiência prévia de amamentação, ser adolescente com companheiro e adulta sem companheiro podem contribuir para uma introdução precoce de leite artificial e, consequentemente, influenciar a duração da amamentação exclusiva. Portanto, deve-se capacitar os profissionais de saúde para oferecerem apoio e orientações adequadas às mães sobre aleitamento materno exclusivo até os seis meses, considerando, entre outros aspectos, as características socioeconômicas e demográficas maternas.

Um aspecto metodológico que merece destaque neste estudo é a observação de valores de efeito de desenho muito superiores a um para as variáveis idade materna, cor/raça, escolaridade, adequação da escolaridade, trabalho formal, não possuir trabalho remunerado, ter indicador de bens menor ou igual a dois, número de pessoas no domicílio e primiparidade, o que indica haver uma grande homogeneidade dessas características entre as mulheres que frequentam a mesma unidade de saúde e uma maior heterogeneidade entre as mulheres que frequentam unidades de saúde diferentes, ressaltando a importância da inclusão do efeito de conglomeração na análise dos dados^18,19.

Recebido em: 14/05/09

Aprovado em: 08/07/09

Auxílio financeiro: Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado do Rio de Janeiro / FAPERJ (Processos nº 171.494/2006, 170.710/2007 e E-26/100.275/2009) e PAPES /FIOCRUZ e CNPq (Processo n° 400324/06-7)

Agradecimentos: Ao Prof. Dr. Antonio Ponce de Leon, do IMS/UERJ, pela realização da amostragem do estudo; A Prof. Dra. Ana Glória e Prof. Dra. Marília Carvalho , da ENSP/FIOCRUZ, pelas valiosas sugestões quanto ao desenvolvimento do modelo.

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Correspondência:

Roberta Pereira Niquini

Departamento de Epidemiologia e Métodos Quantitativos em Saúde

Escola Nacional de Pública

Fundação Oswaldo Cruz

Rua Leopoldo Bulhões 1480, 8º andar

Manguinhos - Rio de Janeiro, RJ CEP 21041-210

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  02 Set 2009
• Data do Fascículo
  Set 2009

Histórico

• Aceito
  08 Jul 2009
• Recebido
  14 Maio 2009