Índice de qualidade da dieta e seus componentes não se associaram ao desenvolvimento de câncer de mama: um estudo caso-controle

RESUMO

Objetivo:

Avaliar se a qualidade da dieta e seus componentes estão associados ao desenvolvimento de câncer de mama.

Métodos:

Trata-se de estudo caso-controle com a participação de 332 mulheres, sendo 114 casos e 218 controles. Os grupos foram pareados por idade, índice de massa corporal e estado menopausal. A qualidade da dieta foi avaliada pelo Índice de Qualidade da Dieta Revisado (IQD-R) e seus componentes. O consumo alimentar foi mensurado por meio da aplicação de três recordatórios alimentares de 24 horas e analisados no software NDS-R. Foi realizada regressão logística ajustada, estimativa de odds ratio (OR) e intervalo de confiança de 95% (IC95%), com valor de p<0,05.

Resultados:

A pontuação do IQD-R, classificada em quartis, não diferiu entre os grupos no quartil inferior de qualidade da dieta (p=0,853). Os componentes cereais totais (p=0,038), gordura saturada (p=0,039) e Gord_AA (gordura, álcool e açúcar de adição) (p=0,023) tiveram maior pontuação no grupo caso. Já a pontuação de frutas totais (p=0,010) e leites e derivados (p=0,039) foi maior no grupo controle. Os componentes do IQD-R, assim como a qualidade da dieta, não se associaram ao desfecho investigado.

Conclusão:

A qualidade da dieta, avaliada pelo IQD-R e os seus componentes, não se associou ao câncer de mama.

Palavras-chave:
Dieta; Ingestão de alimentos; Estado nutricional; Inquéritos sobre dieta; Composição corporal; Neoplasias

ABSTRACT

Objective:

To investigate if the diet quality and its components are associated with breast cancer risk.

Methods:

A case-control study was conducted with 332 women, 114 who were diagnosed with breast cancer, and 218 control individuals. Groups were matched for age, body mass index, and menopausal status. The quality of diet was assessed using Brazilian Healthy Eating Index Revised (BHEI-R) and its components. Food consumption was measured through three 24-h dietary recalls and assessed using the NDS-R software. For statistical analyses, it was performed an adjusted logistic regression, estimation of the Odds Ratio (OR), and 95% confidence interval (95%CI), with a p-value <0.05.

Results:

The BHEI-R score, classified into quartiles, did not differ between groups in the lowest quartile of diet quality (p=0.853). The components total cereals (p=0.038), saturated fat (p=0.039) and Gord_AA (fat, alcohol, and added sugar) (p=0.023) had higher scores among the case group. The scores for total fruits (p=0.010) and milk and dairy products (p=0.039) were higher among the control group. The BHEI-R components and the quality of diet were not associated with the outcome.

Conclusion:

Diet quality, assessed by the BHEI-R and its components, was not associated with breast cancer.

Keywords:
Diet; Eating; Nutritional status; Diet surveys; Body composition; Neoplasms

INTRODUÇÃO

O câncer de mama (CM) representa um problema de saúde pública global. Excluindo-se tumores de pele não melanoma, é a neoplasia maligna mais comum entre mulheres em todo o mundo. Em 2020, foram globalmente detectados 2,3 milhões de novos casos¹. No Brasil, estimam-se 66.280 mil novos casos em cada ano do triênio 2020–2022²,³. Entre eles, reconhece-se que apenas 5,0–10,0% decorrerão de causas hereditárias⁴. Assim sendo, a identificação dos fatores de causas externas é de suma importância para a prevenção primária da doença⁵,⁶.

Adotar hábitos saudáveis pode reduzir em até 30,0% os novos casos de CM³. Dietas mais nutritivas, destacando-se as frutas, verduras e legumes, desempenham papel benéfico nesse processo⁶,⁷. Por outro lado, alguns alimentos e bebidas têm seu consumo associado a risco mais elevado, podendo-se citar alimentos ultraprocessados, bebidas alcoólicas, gorduras de origem animal e de elevada densidade energética⁸,⁹.

Além do estudo de alimentos e nutrientes como potenciais fatores de risco para CM, é preciso também considerar o efeito sinérgico dos alimentos, ou seja, a interação que pode potencializá-los ou atenuá-los. Assim, destaca-se a importância de estudar esse efeito por meio da aplicação de índices dietéticos¹⁰,¹¹. Estes utilizam a ingestão recomendada de nutrientes e grupos alimentares como indicador da qualidade da dieta¹² e podem ser utilizados como medidas de risco de CM, recidiva e morte pela doença¹³,¹⁴, preenchendo a falta de evidências que abordem a qualidade da dieta e o CM.

Encontram-se na literatura diferentes índices que avaliam a qualidade da dieta, como o Healthy Eating Index 2010 (HEI-2010), o Alternative Healthy Eating Index 2010 (AHEI-2010) e o Índice de Qualidade da Dieta Revisado (IQD-R)¹⁵, este último uma adaptação do AHEI-2010 validada para a população brasileira¹⁶ com base em recomendações nacionais¹⁷ e que pode ser utilizado para mensurar a qualidade da dieta de pacientes com CM¹⁶.

Considerando-se a escassez de estudos e seus resultados controversos¹⁰,¹²,¹⁸ no que tange à relação entre CM e qualidade da dieta, o objetivo deste trabalho foi avaliar esta última segundo o IQD-R e seus componentes, bem como a associação com o risco de CM.

MÉTODOS

Desenho, população do estudo e critérios de inclusão e não inclusão

Trata-se de um estudo caso-controle que integra o projeto matriz (coorte) intitulado “Impacto do tratamento quimioterápico sobre a composição corporal, perfil lipídico e glicêmico de mulheres com CM atendidas em Goiânia”, conduzido com mulheres recém-diagnosticadas atendidas no Centro Avançado de Diagnóstico da Mama (CORA), Programa de Mastologia do Hospital das Clínicas da Universidade Federal de Goiás (HC/UFG/EBSERH), durante o período de agosto de 2014 a janeiro de 2018.

Para ambos os grupos, os primeiros critérios de elegibilidade foram ser usuária do Sistema Único de Saúde (SUS) e ter idade entre 30 e 80 anos. O grupo caso foi composto de mulheres recém-diagnosticadas com CM primário, confirmado por laudo anatomopatológico (máximo duas semanas), nos estádios IA-III, sem iniciar tratamento quimioterápico e/ou hormonioterápico, que não tinham qualquer outra neoplasia ou que não estavam sendo tratadas para outro tipo de neoplasia, e que eram atendidas no CORA. O grupo controle foi comporto de mulheres saudáveis recrutadas de outros ambulatórios do próprio hospital, profissionais e estudantes de cursos da UFG. O critério utilizado para determinar a elegibilidade para o grupo controle foi a realização de mamografia ou exame clínico das mamas (para aquelas com idade inferior a 40 anos), nos últimos 12 meses, sem alterações nos laudos nem histórico pessoal de CM ou outra neoplasia maligna. O estudo utilizou pareamento 2:1; para cada caso, duas controles foram pareadas de acordo com o índice de massa corporal — IMC (desnutrida, eutrófico, sobrepeso e obesa), status menopausal (pré e pós-menopausa) e idade (±5 anos), sendo as três participantes incluídas na coorte no mesmo período.

Mulheres dos grupos caso e controle que tiveram metástases, recidivas e/ou foram tratadas para CM e/ou quaisquer outros tipos de câncer, com dificuldade cognitiva e/ou doenças psiquiátricas que impossibilitassem a compreensão sobre o trabalho e a coleta das informações necessárias para a pesquisa não foram incluídas. Além disso, mulheres com amputações, imobilização de membros, paraplegia, problemas ortopédicos, uso de prótese de quadril ou qualquer outro motivo que impedisse a realização das medidas antropométricas e exames exigidos no protocolo da pesquisa, bem como gestantes e lactantes, não foram incluídas.

Amostra

O cálculo do tamanho amostral baseou-se na proporção de mulheres goianas que possuíam o consumo recomendado de frutas e hortaliças¹⁹. Considerou-se a razão entre casos e controle de 1:2, a proporção de expostos de 31,2%, α de 5% e poder do teste (β=1–α) de 80%, totalizando uma amostra mínima necessária de 104 casos e 207 controles. Para o cálculo foi utilizado o software Epi-InfoTM 2017, versão 7.2.1.0^®.

Coleta de dados e variáveis de interesse

A coleta de dados ocorreu no período basal da coorte (2014–2018). Entrevistas foram realizadas por meio da aplicação de questionário padronizado, por nutricionistas e acadêmicos de nutrição previamente treinados. Foram obtidos dados sobre idade (anos), estado civil (vive com ou sem companheiro), naturalidade, escolaridade (até ensino fundamental completo, até ensino médio incompleto e ensino médio completo até superior completo), renda mensal per capita em salários-mínimos vigentes à época e raça autorreferida (branca, parda, preta/amarela/indígena). A categorização da raça foi feita considerando-se a menor proporção de mulheres pretas/amarelas/indígenas (20%) na amostra, bem como o fato de o maior risco para CM ocorrer em mulheres brancas em comparação às demais etnias²⁰.

As variáveis clínicas contemplaram status menopausal e histórico familiar da doença (parentes de 1^o grau). As variáveis comportamentais foram o consumo de etanol (gramas/dia) de acordo com a frequência, quantidade e tipos de bebidas consumidas citados no questionário padronizado e a prática de atividade física, por meio da aplicação da versão curta do International Physical Activity Questionnaire (IPAQ)²¹. Mulheres que praticavam atividades físicas moderadas/vigorosas e alcançaram, pelo menos, 600 Metabolic Equivalent of Task (MET)-min/semana foram classificadas como ativas; já as que possuíam menos de 600 MET-min/semana foram consideradas sedentárias²¹.

A aferição das medidas antropométricas seguiu as técnicas de Lohman et al.²². A medida da circunferência da cintura (CC) (cm) foi classificada como risco normal em mulheres com medida até 80 cm; risco aumentado quando >80 cm e <88 cm; risco muito aumentado de complicações metabólicas quando >88 cm²³. A relação cintura/estatura foi obtida pelo quociente entre a CC e a estatura²⁴.

O peso corporal foi avaliado pelo método de absorciometria radiológica de feixe duplo (DXA), em equipamento DPX-NT (General Eletric Medical Systems Lunar^®, Madison, EUA), bem como a composição corporal de massas gorda e magra (%) e do índice muscular esquelético relativo (IMER). O IMER foi calculado pela divisão da massa muscular esquelética pela estatura. O IMC foi calculado pela equação peso (kg)/estatura (m²)²³.

O índice de adiposidade visceral (VAI) foi calculado pela equação de Amato et al.²⁵. Para o cálculo do produto da acumulação lipídica (LAP), utilizou-se a equação de Kahn²⁶. O índice de conicidade (IC) foi calculado pela equação de Bennasar-Veny et al.²⁷.

Aplicaram-se três recordatórios alimentares de 24 horas (R24h) em dias não consecutivos para a avaliação do consumo alimentar, sendo um dia de fim de semana, utilizando-se o Multiple Pass Method²⁸. A fim de reduzir possíveis erros de memorização e de preenchimento, um álbum fotográfico com imagens de utensílios e porções alimentares foi utilizado²⁹. Foi realizada a conversão³⁰,³¹ das quantidades de alimentos em gramas ou mililitros. O consumo alimentar foi calculado no software Nutrition Data System for Research, versão 2010 (NDS-R, Nutrition Coordinating Center, University of Minnesota, USA). As preparações que não constavam no NDS-R^® foram incluídas com o termo “user recipe”, mostrando que há uma receita padrão inserida. Ademais, tabelas de composição alimentar³⁰,³¹ que apresentam alimentos e ingredientes da culinária regional foram consultadas, bem como o rótulo dos produtos alimentícios. Durante o trabalho de campo, os R24h foram verificados minuciosamente por especialistas de nutrição para identificar e solucionar possíveis falhas no preenchimento. A consistência dos R24h que totalizavam energia inferior a 800 kcal e superior a 3.500 kcal³² foi checada, e a totalidade (n=30) foi incluída na análise.

Após a obtenção dos dados de consumo alimentar, a dieta foi avaliada por meio da aplicação do IQD-R, método capaz de analisar vários componentes da alimentação com base na densidade energética, avaliando sua qualidade, independentemente da quantidade de alimentos consumida. Esse índice é formado por 12 componentes, dos quais nove são grupos de alimentos (“frutas totais”, “frutas integrais”, “vegetais totais”, “vegetais verde-escuros e alaranjados e leguminosas”, “cereais totais”, “cereais integrais”, “leite e derivados”, “carnes, ovos e leguminosas”, “óleos”), dois são nutrientes (“gordura saturada” e “sódio”) e um representa a soma do valor energético proveniente da ingestão de gordura sólida, álcool e açúcar de adição (Gord_AA)¹⁶. Foram atribuídas pontuações aos componentes de interesse para o cálculo do IQD-R, baseado na densidade energética (porção/1.000 kcal). Quando o consumo de um componente era igual ou maior à recomendação, a pontuação total foi atribuída (5, 10 ou 20 pontos de acordo com o componente alimentar analisado). Valores de consumo abaixo da recomendação receberam pontuação proporcional. A ausência de consumo recebeu pontuação zero. A pontuação do IQD-R total foi obtida pelo somatório das pontuações dos componentes e apresenta pontuações de 0–100 pontos. As mais elevadas indicam ingestão próxima à recomendação e as baixas sugerem menor aderência aos valores recomendados para consumo¹⁶.

Análise estatística

O banco de dados foi construído no software Excel^® 10.0, em dupla entrada. A avaliação da qualidade e da confiabilidade dos dados foi realizada no programa Epi-Info™ 2014 (versão 7.1.5).

A pontuação do IQD-R total e por componentes foi categorizada pelos quartis (quartil mais baixo, Q1, versus demais quartis, Q2–Q4). Realizou-se análise descritiva dos dados contínuos, que estão apresentados em medianas e intervalos interquartis (IIQ), e dos dados categóricos, em frequências absolutas relativas. Para as variáveis contínuas, foi realizado o teste de normalidade de Shapiro-Wilk e, diante da não normalidade de quase todas as variáveis, optou-se por usar o teste de Mann-Whitney. Para as variáveis categóricas, aplicaram-se os testes de χ² de Pearson, ou exato de Fisher bicaudal quando houve baixa frequência (n≤5) de indivíduos nas células das tabelas de contingência. Todas as análises foram feitas comparando:

1. As categorias dos quartis (Q1 vs. Q2–Q4) para casos e controles; e

2. Os casos e controles para o Q1.

Para averiguar a associação entre CM e qualidade da dieta (IQD-R e seus componentes) foi realizada análise de regressão logística ajustada com estimativa do odds ratio (OR) e intervalo de confiança de 95% (IC95%). Essa análise utilizou como desfecho a presença ou ausência da doença e, como variáveis independentes, o IQD-R e seus componentes. As características sociodemográficas, clínicas, comportamentais e antropométricas da amostra foram testadas como possíveis variáveis de ajuste. Foram incluídas aquelas variáveis que, no modelo de regressão logística backward, apresentaram p<0,20, sendo: percentual de gordura, uso de terapia de reposição hormonal, relação cintura-estatura, LAP, escolaridade, renda per capita, histórico de CM e atividade física. A colinearidade foi testada entre as variáveis e consideraram-se apenas aquelas com coeficiente menor que 0,5. Ao fazer os ajustes, buscou-se atenuar possíveis efeitos de confusão dessas variáveis sabidamente relacionadas ao desfecho nessa amostra, a fim de estimar mais isoladamente a influência do IQD-R sobre o câncer de mama.

No modelo final ajustado, a inserção das variáveis de ajuste foi feita em uma única etapa, organizada em ordem crescente de significância estatística com o desfecho. O nível de significância adotado foi de 5,0% e utilizou-se o software Stata, versão 14.

Aspectos éticos

O estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética e Pesquisa do Hospital das Clínicas da Universidade Federal de Goiás (HC/UFG/EBSERH), sob número de Parecer 751.387/2014 e Emenda 3.642.562/2019 e seguiu as normas da Resolução 466/2012. Todos os indivíduos receberam orientações sobre a pesquisa e forneceram seu consentimento, assinando o Termo de Consentimento Livre e Esclarecido.

RESULTADOS

Participaram do estudo 332 mulheres, sendo 114 casos e 218 controles. A maioria apresentava-se na pós-menopausa (58,0%), não havendo diferença do status menopausal entre casos e controles em relação à qualidade da dieta (p=0,539) (dados não apresentados na tabela) e vivia com companheiro (59,0%); 47% eram pardas. Quando comparados casos e controles, observou-se que os controles apresentaram maior escolaridade (p=0,003), maior renda per capita (p=0,003) e mais casos de CM familiar (p=0,011). As demais variáveis não diferiram entre casos e controle. A Tabela 1 apresenta a caracterização da amostra.

Tabela 1
Caracterização sociodemográfica, clínica, comportamental e antropométrica para controles e casos, segundo quartis do Índice de Qualidade da Dieta Revisado. Goiânia (GO), Brasil. 2015–2017 (n=332).

Variáveis		Controles n=218 (65,66%)			Casos n=114 (34,34%)			Q1 controles vs. Q1 casos
		Q1 (n=54)	Q2-Q4 (n=164)	p-valor	Q1 (n=28)	Q2-Q4 (n=86)	p-valor	p-valor
Idade (anos)		48,5 (37–58)	53 (45,0–60,5)	0,019	49 (39,5–53,5)	51 (44–61)	0,176	0,811
Pós-menopausa		27 (50,0)	97 (59,5)	0,221*	16 (57,1)	52 (60,4)	0,756	0,539*
Raça
	Branca	18 (33,3)	64 (39,0)	0,680*	8 (28,6)	24 (27,9)	0,688	0,217*
	Parda	23 (42,6)	68 (41,5)		17 (60,7)	47 (54,6)
	Amarela/preta/indígena	13 (24,1)	32 (19,5)		3 (10,7)	15 (17,4)
Estado civil
	Com companheiro	31 (57,4)	99 (60,4)	0,772*	18 (64,3)	48 (55,8)	0,430	0,547*
	Sem companheiro	23 (42,6)	64 (39,0)		10 (35,7)	38 (44,2)
Escolaridade
	Até EF completo	9 (17,3)	29 (18,7)	0,937*	11 (39,3)	33 (38,8)	0,415	0,003*
	Até EM incompleto	32 (21,1)	35 (22,6)		11 (39,3)	24 (28,2)
	EM até ES completo	32 (61,5)	91 (58,7)		6 (21,4)	28 (32,9)
SM per capita		1,2 (0,8–2,1)	1,9 (0,6–1,9)	0,376	0,7 (0,4–1,0)	0,6 (0,3–1,0)	0,255	0,003
HF CA
	Com caso na família	1 (1,9)	18 (11,0)	0,051	5 (17,9)	24 (27,9)	0,824	0,011*
	Sem caso na família	53 (98,1)	146 (89,0)		23 (82,1)	62 (72,1)
Nível de atividade física		653,5 (160,0–1878,0)	960,0 (240,0–1920,0)	0,720	497,5 (49,5–1249,0)	487,5 (0,0–1.440,0)	0,868	0,389
(MET/min/semana)
Consumo de etanol (g/dia)		49,6 (33,1–84,0)	26,4 (9,6–50,4)	0,017	16,8 (0,0–67,2)	16,8 (0,0–67,2)	0,498	0,061
Estatura (metros)		1,6 (1,5–1,6)	1,6 (1,5–1,6)	0,706	1,6 (1,5–1,6)	1,6 (1,5–1,6)	0,143	0,103
Peso (kg)		65,7 (57,1–73,3)	68,6 (61,4–76,8)	0,102	63,8 (59,4–73,3)	63,8 (59,0–74,4)	0,979	0,922
IMC (kg/m2)		26,7 (22,6–28,7)	28,1 (24,6–30,7)	0,039	26,4 (23,5–29,6)	25,6 (23,4–29,7)	0,780	0,446
CC (cm)		86,8 (78,0–95,0)	91,5 (83,0–100,5)	0,007	93,0 (80,0–100,0)	88,8 (82,8–97,1)	0,632	0,103
Gordura corporal (%)		44,4 (40,4–49,1)	46,2 (41,8–50,4)	0,161	45,2 (42,2–50,0)	46,3 (40,8–49,5)	0,976	0,635
Massa magra (%)		53,3 (48,5–56,8)	52,1 (47,9–56,1)	0,462	53,0 (48,3–55,6)	52,0 (48,9–57,3)	0,968	0,965
IMER (kg/m2)		6,2 (5,7–5,7)	6,3 (5,8–6,9)	0,122	6,1 (5,9–6,7)	6,1 (5,7–6,9)	0,695	0,803
Índice de conicidade		1,5 (1,4–1,5)	1,5 (1,4–1,6)	0,049	1,5 (1,4–1,6)	1,5 (1,4–1,6)	0,636	0,254
RCE		0,5 (0,5–0,6)	0,6 (0,5–0,6)	0,019	0,6 (0,5–0,6)	0,6 (0,5–0,6)	0,818	0,268
VAI		1,3 (0,9–2,0)	1,8 (1,1–2,8)	0,028	1,4 (0,9–2,6)	1,7 (1,1–2,3)	0,469	0,514
LAP		53 (27,9)	156 (27,1)	0,775	30,7 (18,5–38,2)	24,7 (18,2–35,1)	0,361	0,287

• Valores apresentados em frequências absolutas (n) e relativas (%) ou mediana e intervalo interquartil. p-valores por teste de Mann-Whitney ou *Teste Exato de Fisher, α 5%. Negrito: valores significativos (p<0,05); EF: ensino fundamental; EM: ensino médio; ES: ensino superior; SM: salário-mínimo; HF CA: histórico familiar de câncer de mama; MET: Metabolic Equivalent of Task; IMC: índice de massa corporal; CC: circunferência da cintura; IMER: índice muscular esquelético relativo; RCE: razão cintura/estatura; VAI: índice de adiposidade visceral; LAP: produto de acumulação lipídica.

A pontuação total do IQD-R e seus componentes, segundo quartis, estão apresentados na Tabela 2. Entre as participantes no Q1, os casos apresentaram pontuação inferior para os componentes frutas totais (p=0,010) e leites/derivados (p=0,039) e superior para cereais totais (p=0,038) e Gord_AA (p=0,0023) em relação aos controles. O perfil nutricional da dieta da amostra, segundo a pontuação do IQD-R, é apresentado como material suplementar.

Tabela 2
Índice de Qualidade da Dieta Revisado total e por componentes, segundo quartis, para controles e casos. Goiânia (GO), Brasil. 2015–2017 (n=332).

Variáveis	Controles n=218 (65,66%)			Casos n=114 (34,34%)			Q1 controles vs. Q1 casos
	Q1 n=54	Q2-Q4 n=164	p-valor	Q1 n=28	Q2-Q4 n=86	p-valor	p-valor
	IQD-R total (0–100)	55,0 (52,2–59,1)	70,9 (66,0–74,7)	<0,001	55,5 (51,4–59,5)	71,8 (67,2–76,8)	<0,001	0,853
Frutas totais (0–5)	2,0 (1,0–5,0)	5,0 (3,6–5,0)	<0,001	0,2 (0–3,2)	5,0 (3,2–5,0)	<0,001	0,010
Frutas integrais (0–5)	2,9 (0,1–5,0)	5,0 (4,6–5,0)	<0,001	0,1 (0–5,0)	5,0 (4,7–5,0)	<0,001	0,051
Vegetais totais (0–5)	5,0 (5,0–5,0)	5,0 (5,0–5,0)	0,416	5,0 (5,0–5,0)	5,0 (5,0–5,0)	0,229	0,015
Vegetais VAL (0–5)	5,0 (1,2–5,0)	5,0 (5,0–5,0)	0,012	5,0 (0,9–5,0)	5,0 (5,0–5,0)	0,002	0,668
Cereais totais (0–5)	4,4 (3,3–5,0)	5,0 (4,2–5,0)	0,002	5,0 (4,2–5,0)	5,0 (4,0–5,0)	0,700	0,038
Cereais integrais (0–5)	0 (0–0)	0,1 (0–1,3)	0,014	0 (0–0,6)	0 (0–0,7)	0,591	0,473
Leite e derivados (0–10)	3,2 (1,9–5,3)	4,0 (2,3–7,0)	0,069	2,3 (0,3–3,8)	3,3 (1,4–6,8)	0,021	0,039
Carnes ovos e leguminosas (0–10)	10,0 (9,0–10,0)	10,0 (7,6–10,0)	0,068	10,00 (6,8–10,0)	10,0 (7,3–10,0)	0,864	0,257
Óleos (0–10)	10,0 (10,0–10,0)	10,0 (10,0–10,0)	1,000	10,0 (10,0–10,0)	10,0 (10,0–10,0)	0,568	<0,001
Gordura saturada (0–10)	6,0 (0–7,1)	7,8 (6,8–9,1)	<0,001	7,1 (5,4–8,5)	8,6 (7,3–9,8)	0,006	0,039
Sódio (0–10)	4,1 (2,5–6,6)	4,4 (2,8–5,9)	0,633	4,9 (1,9–6,1)	4,8 (2,4–6,4)	0,348	0,868
Gord_AA (0–20)	3,8 (1,4–7,3)	12,5 (9,3–15,2)	<0,001	6,8 (3,4–11,3)	13,8 (10,3–17,1)	<0,001	0,023

• Dados apresentados em média e desvio padrão da média. p-valores obtidos por teste de Mann-Whitney com 5% de nível de significância. Negrito: valores significativos (p<0,05); IQD-R: Índice de Qualidade da Dieta Revisado; VAL: vegetais alaranjados e leguminosas; Gord_AA: componente composto de calorias provenientes de gordura sólida, trans, álcool e açúcar de adição.

As análises de associação entre o IQD-R e seus componentes e o desenvolvimento de CM estão apresentadas na Figura 1. A pontuação total do IQD-R e seus componentes não se associou ao desfecho investigado. Também não se associou ao desfecho câncer o IQD-R categorizado por quartis (OR 0,85; IC95% 0,41–1,74; p=0,652) (dados não apresentados na figura).

Figura 1
Associação entre câncer de mama e os componentes do Índice de Qualidade da Dieta Revisado. Goiânia (GO), Brasil. 2015-2017 (n=332).

DISCUSSÃO

O IQD-R e seus componentes não se associaram ao desenvolvimento de CM. Entre o grupo caso, houve menor pontuação média nos componentes frutas totais e leite e derivados quando comparados ao grupo controle. Em contrapartida, considerando-se os componentes cereais totais, gordura saturada e Gord_AA, o inverso foi verdadeiro.

Apesar de o componente Gord_AA ser composto de elementos tradicionalmente conhecidos por integrarem dietas não saudáveis, sendo descritos na literatura como fatores de risco para o CM⁸,³³–³⁵, nesta amostra não foi observada associação. O álcool é fator dietético de risco para a neoplasia mamária, mesmo em níveis baixos³⁴. O Instituto Americano de Pesquisa para Câncer (IARC) indica que, entre as mulheres na pré-menopausa, o consumo de 10 g de etanol/dia pode aumentar em 5% o risco (IC95% 1,02–1,08); entre aquelas na pós-menopausa, o incremento no risco é maior (risco relativo — RR=1,09; IC95% 1,07–1,12)³⁶. Os possíveis mecanismos para essa relação permanecem incertos na literatura³⁶. Contudo, é reconhecido que os efeitos adversos do consumo de álcool advêm do impacto no metabolismo de lipídios, incluindo a produção de prostaglandinas, peroxidação lipídica e geração de radicais livres, os quais são genotóxicos e carcinogênicos. Além disso, há liberação de acetaldeído, alteração no metabolismo hormonal ocasionando elevadas concentrações de estrogênio, androgênios e fator de crescimento semelhante a insulina livres, propiciando um ambiente pró-inflamatório ideal para a promoção e progressão do tumor maligno³⁶. Ainda, há relação entre o consumo de álcool e a deficiência de folato³⁶, que pode ocasionar instabilidade no DNA durante sua replicação e reparo³⁷.

Apesar de as evidências atuais serem inconclusivas quanto ao consumo de gorduras saturadas e o risco de CM³⁶, revisões sistemáticas associam o aumento do risco ao tipo de tumor. Consumo superior a 20,0% do valor energético total é associado a maior risco de desenvolvimento do subtipo ER+/PR+³⁸. Possivelmente essa relação ocorre em virtude das alterações hormonais, com aumento específico dos níveis de estrogênio livre, somando-se à capacidade de as gorduras dietéticas modularem cascatas de sinalização intracelular capazes de influenciar a carcinogênese³⁹.

Assim como o álcool e a gordura saturada, o padrão alimentar com elevada quantidade de açúcar de adição pode ser promotor do CM⁴⁰. A ingestão dos itens alimentares incluídos no componente Gord_AA (gorduras, açúcar de adição e álcool) pode se relacionar ao desenvolvimento de CM por meio de efeitos inflamatórios e oxidantes⁴¹. A inflamação pode estar associada ao início das alterações celulares nas mamas por meio da infiltração de células Th2, da ativação crônica da imunidade humoral e de células inflamatórias pró-tumorais da imunidade inata⁴²,⁴³.

Sedaghat et al.¹⁰ avaliaram a associação do CM com o HEI-2010. Os componentes avaliados não se se associaram à doença, exceto para o grupo composto de açúcar de adição e gorduras sólidas na pós-menopausa (OR=0,87; IC95% 0,77–0,99) e para a pontuação total do instrumento na pré-menopausa (OR=0,27; IC95% 0,10–0,69), que se associaram ao menor risco de desenvolvimento de CM.

A pontuação do componente Gord_AA foi superior entre as mulheres diagnosticadas com CM no Q1, revelando possível redução no consumo de alimentos como gorduras, álcool e açúcar de adição. A alimentação é fator primordial no pós-diagnóstico do câncer; sendo assim, as pacientes são encorajadas a buscar um padrão alimentar mais saudável em resposta ao diagnóstico e para iniciarem o tratamento antineoplásico⁴⁴,⁴⁵. Quanto às mulheres do grupo controle, pode-se deduzir que permaneceram com suas rotinas de alimentação.

Entre as mulheres no Q1 do IQD-R, houve menor consumo de frutas totais para casos, o que pode influenciar negativamente na recorrência do CM, bem como no desenvolvimento de comorbidades relacionadas à dieta, destacando-se obstipação intestinal, obesidade, diabetes e doenças cardiovasculares⁴⁶. As frutas contêm fibras, vitaminas, minerais e fitoquímicos, importantes componentes nutricionais que auxiliam na redução do risco da doença por meio de ações que bloqueiam a carcinogênese⁴⁷.

O componente leite e derivados comportou-se da mesma forma que frutas totais, com menor consumo entre casos. A relação entre o consumo de lácteos e o CM é controversa⁴⁸–⁵⁰, podendo o primeiro aumentar⁵¹ ou reduzir⁵²,⁵³ o risco de desenvolvimento do segundo. Uma análise conjunta de mais de 20 estudos não encontrou ligação entre a ingestão de lácteos, o consumo de cálcio dietético e o risco de CM⁵², e mostrou que consumir duas ou mais porções de leite e derivados/dia pode reduzir o risco de CM na pós-menopausa⁵³. Apesar da diferença significativa no consumo entre grupos, não foi encontrada associação entre a pontuação de consumo de leite e derivados e o desenvolvimento da doença.

O consumo de cereais totais do grupo caso no Q1 foi superior àquele do grupo controle no mesmo quartil. Esse componente reflete o consumo dos cereais refinados e integrais. Contudo, como o consumo de cereais integrais por esse grupo ficou próximo a zero, entende-se que a pontuação desse componente foi prioritariamente composta de calorias provenientes de cereais refinados. Padrões de dietas compostos de alta ingestão de gorduras, carnes vermelhas e processadas, açúcar de adição e grãos refinados podem contribuir para o desenvolvimento do CM³³.

Apesar de este estudo não ter encontrado associação entre qualidade da dieta e CM, como também verificado em outros trabalhos⁵⁴,⁵⁵, cabe ressaltar que uma alimentação adequada, que promova o fornecimento de nutrientes de forma equilibrada, se faz primordial em qualquer fase da vida⁵⁶. E é especialmente importante na promoção da saúde das mulheres recém-diagnosticadas com CM, com foco na redução dos efeitos colaterais do tratamento, na prevenção de recorrências e metástases e mesmo no aumento da sobrevida pela doença³⁶. O fato de não terem sido encontradas associações não deve ser visto como um desestímulo ao consumo de alimentos saudáveis.

O presente estudo mostra-se relevante por utilizar um instrumento validado (IQD-R), baseado nas recomendações do Guia Alimentar para a População Brasileira para promover a saúde por meio da prevenção de deficiências nutricionais e de doenças crônicas não transmissíveis (DCNT)¹⁷. Ademais, o uso do IQD-R é relevante para a avaliação da qualidade da dieta porque, independentemente da ingestão energética e por meio da avaliação de seus componentes, podemos também inferir o teor nutricional¹⁶. As mulheres aqui classificadas no Q1 do IQD-R apresentaram pior teor nutricional, por exemplo, com maior ingestão de açúcar de adição, gorduras totais, saturadas e colesterol (este último para controles) e menor consumo de fibras, potássio, cálcio, magnésio e folato, assim como ferro e vitaminas D e K (ambas para controles) e vitamina C (para casos). Desse modo, demonstramos que o IQD-R pode ser uma ferramenta usada para promover a alimentação mais saudável, com vistas a mitigar a chance de desenvolvimento de DCNT¹⁶ assim como de CM, e reforçamos a relevância de sua aplicação.

Ainda, os métodos escolhidos para a avaliação do consumo alimentar (NDS-R) e da composição corporal (DXA) são considerados padrão-ouro e trazem maior confiabilidade ao trabalho, já que a maioria dos estudos de base populacional utiliza apenas o IMC como parâmetro de adequação antropométrica.

Como limitações da pesquisa, cita-se a não realização da análise por subgrupos de status menopausal, uma vez que esse é fator de risco para o CM. Ademais, não se pode descartar a possibilidade de as participantes do estudo terem respondido aos R24h reportando uma alimentação considerada mais saudável, o que poderia mascarar o verdadeiro consumo alimentar e subnotificar alimentos considerados não saudáveis⁵⁷. Ainda, dados da literatura revelam alteração no consumo alimentar, com adoção de hábitos mais saudáveis, em mulheres pós-diagnóstico de CM⁴⁴, fatos que podem ter impactado os resultados aqui descritos.

Conclui-se que o IQD-R e seus componentes não se associaram ao desenvolvimento de CM. Reforça-se que a associação entre consumo alimentar e CM permanece controversa na literatura, especialmente perante os diferentes métodos de avaliação da qualidade da dieta. Assim, sugere-se que futuras pesquisas sejam desenvolvidas para melhor compreensão do papel da qualidade da dieta nos desfechos de saúde.

• FONTE DE FINANCIAMENTO: nenhuma.

AGRADECIMENTOS:

Gostaríamos de agradecer a todos que contribuíram direta ou indiretamente para que este estudo fosse realizado. De maneira especial, agradecemos ao nosso grupo de pesquisa, que participou de todas as etapas do trabalho. Ressaltamos a importância do cuidado com o paciente por parte do Centro Avançado de Diagnóstico da Mama (CORA). Dedicamos o estudo às pacientes com câncer de mama, sem as quais a realização desta pesquisa seria impossível.

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Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  17 Out 2022
• Data do Fascículo
  2022

Histórico

• Recebido
  17 Jan 2022
• Revisado
  01 Ago 2022
• Aceito
  16 Ago 2022