Artigos

1 introdução

A alimentação adequada é reconhecida como um direito humano e social no Brasil, tendo sido incluído no Artigo 6º da Constituição Federal, por meio da Emenda Constitucional nº 64/20101. Este direito se articula ao compromisso assumido pelo país em garantir a proteção integral das crianças, conforme disposto no Estatuto da Criança e do Adolescente, assegurando-as condições para o desenvolvimento pleno, saúde e nutrição2. Tais garantias tornam o debate sobre alimentação e segurança alimentar na primeira infância uma questão de interesse público e de relevância para a saúde coletiva.
Os hábitos alimentares são moldados por condicionantes culturais e socioeconômicos, sendo influenciados pelas transformações advindas da urbanização e industrialização, que modificaram padrões de produção, comercialização e consumo de alimentos3. Nesse cenário, observa-se a crescente substituição de alimentos in natura e minimamente processados por produtos ultraprocessados, ricos em calorias, gorduras, açúcares e sódio, com baixa densidade nutricional4. Este padrão alimentar contribui para a redução da ingestão de fibras, vitaminas e minerais essenciais, impactando negativamente o estado nutricional da população4.
As consequências dessa transição alimentar se refletem no aumento de alergias, intolerâncias alimentares, anemia, obesidade e hipertensão5, condições que, quando presentes na infância, podem comprometer o crescimento saudável e o desenvolvimento cognitivo e motor das crianças6 . Nos primeiros anos de vida, a alimentação tem papel decisivo, pois é nesse período que ocorre a formação de hábitos alimentares e a consolidação de padrões de saúde que terão repercussões ao longo da vida7. Práticas como o desmame precoce, o uso de fórmulas lácteas sem supervisão adequada e a introdução precoce de alimentos ultraprocessados elevam o risco de obesidade infantil8, condição que, associada a estilos de vida sedentários, contribui para o aumento de doenças crônicas não transmissíveis7.
A insegurança alimentar e nutricional também está associada ao surgimento de sobrepeso e obesidade na infância, além de elevar o risco de desenvolvimento de complicações cardiometabólicas, diabetes e certos tipos de câncer9. Dados globais apontam que 11% das crianças de 5 a 9 anos estão acima do peso, representando cerca de 72 milhões de crianças7. No Brasil, o cenário é igualmente preocupante, com 14,3% das crianças entre 7 e 10 anos apresentando excesso de peso10. Para enfrentar esse quadro, a Organização Mundial da Saúde (OMS) recomenda práticas alimentares como o aleitamento materno na primeira hora de vida, a manutenção do aleitamento exclusivo até os seis meses de idade e a introdução de alimentos complementares saudáveis, mantendo a amamentação até os dois anos ou mais6.
Entretanto, a efetivação dessas práticas depende de condições materiais e sociais que impactam diretamente o comportamento alimentar das famílias. No Brasil, a pobreza alimentar na infância permanece elevada, com 32,5% das crianças de 6 a 59 meses vivendo em situação de pobreza alimentar moderada e 6,0% em pobreza alimentar grave, sendo mais acentuada em famílias de baixa renda e mães com menor nível de escolaridade11. Esse quadro de insegurança alimentar e nutricional é agravado por fatores como a alta densidade domiciliar e as condições precárias de moradia, que limitam o acesso a alimentos saudáveis e impactam negativamente o estado nutricional das crianças10,12.
As desigualdades socioeconômicas refletem diretamente nos padrões alimentares e no estado de saúde das crianças. Famílias de baixa renda e com menor escolaridade enfrentam maiores barreiras para oferecer dietas saudáveis, o que contribui para o aumento do consumo de alimentos ultraprocessados entre crianças pequenas13. Estudo de Leal e colaboradores13 aponta que a maior idade e escolaridade dos pais estão associadas à redução do consumo de refrigerantes por crianças menores de 10 anos, enquanto a baixa escolaridade materna está correlacionada ao maior consumo de ultraprocessados15. O Estudo Nacional de Alimentação e Nutrição Infantil (ENANI-2019) evidencia que, entre as crianças brasileiras de 6 a 23 meses, 80,5% consomem ultraprocessados e 24,5% ingerem bebidas adoçadas, enquanto apenas 57,1% alcançam diversidade alimentar mínima e 39,2% atingem a frequência alimentar mínima recomendada16.
As condições de vulnerabilidade social impactam também o desenvolvimento neuropsicomotor das crianças, uma vez que a infância é um dos períodos mais sensíveis ao desenvolvimento humano, marcado por intensas transformações físicas, cognitivas e emocionais16. Deficiências de micronutrientes durante a gestação e na primeira infância, associadas a contextos familiares desfavoráveis, podem comprometer o desenvolvimento cognitivo e aumentar a predisposição a doenças crônicas18,19,20. A pobreza, a desigualdade e a exclusão social formam um tripé de risco para o desenvolvimento infantil21, sendo as crianças de famílias pobres, numerosas e com baixa escolaridade mais vulneráveis a atrasos no desenvolvimento, como indicam prevalências entre 20% e 53% nesses grupos22.
Ainda que o Brasil tenha apresentado avanços nos indicadores de mortalidade infantil nas últimas décadas, em 2023, 36,4% dos domicílios com crianças de até cinco anos viviam com algum grau de insegurança alimentar23. Sobretudo, a persistência de desigualdades no acesso a alimentos saudáveis e a manutenção de padrões alimentares inadequados colocam em risco a saúde infantil.
Diante deste cenário, torna-se necessário aprofundar a compreensão sobre como os fatores socioeconômicos e os hábitos alimentares interagem na conformação do estado nutricional e do bem-estar infantil no Brasil. Esse entendimento é essencial para subsidiar políticas públicas de vigilância, promoção e atenção à saúde, capazes de enfrentar as desigualdades e de contribuir para o desenvolvimento pleno das crianças brasileiras, garantindo o direito à alimentação adequada e à saúde.
Dessa forma, o presente estudo teve como objetivo propor um Índice de Privações em Saúde e Segurança Alimentar e Nutricional (IPSSAN), que represente o padrão de vida e saúde das famílias de diferentes grupos étnicos com crianças brasileiras menores de dois anos. Para isso, foi utilizada a análise multidimensional como método de avaliação dos microdados da Pesquisa Nacional de Saúde de 201924. Os resultados obtidos podem subsidiar estratégias públicas de monitoramento e cuidado em saúde, com foco no desenvolvimento integral de crianças em situação de vulnerabilidade social.

3 Procedimentos metodológicos

As abordagens multidimensionais, que representam um conjunto variado de necessidades materiais e imateriais, são consideradas adequadas para analisar as condições de bem-estar e desenvolvimento das crianças. Entre tais abordagens, o método Alkire-Foster foi utilizado para estimar um índice multidimensional de privações em saúde e segurança alimentar e nutricional (IPSSAN) para a primeira infância25.
O referido método foi desenvolvido com o intuito de representação do fenômeno da pobreza multidimensional, sob inspiração da Abordagem das Capacitações de Amartya Sen25. Tem sido empregado pela Organização das Nações Unidas para cálculo do Multidimensional Poverty Index (MPI), de forma a medir a pobreza multidimensional levando-se em conta as distintas fontes de privação, tais como as dificuldades de acesso à educação, trabalho, renda, saúde, entre outros26.
A aplicação do método Alkire-Foster se dá em duas etapas: identificação e agregação. Na etapa da identificação são definidos os padrões para o estabelecimento das privações vivenciadas pela população/amostrada analisada. Por sua vez, a etapa da agregação requer o agrupamento das informações sobre tal população/amostra em um único índice25.
Para identificação das privações, os dados de cada indivíduo pesquisado recebem uma pontuação de acordo com suas privações nos indicadores do componente (1 para privados e 0 para não privados). O escore de privação para cada observação deriva da soma ponderada das privações experimentadas por cada indivíduo componente da amostra/população25,27. Assim sendo, tem-se:

"Ci = wiI1 + w2I2 + ? + wdId " (1)

em que I1 = 1 se o indivíduo é privado no indicador i e I1 = 0 em caso contrário, e wi é o peso ligado ao indicador i com ?_(i=1)^d??w_1=1?.
Para identificar os privados multidimensionais, implementa-se o corte de privação, que representa a parcela de privações (ponderadas) que um indivíduo deve ter para ser considerado privado – simbolizado por k. Um indivíduo da amostra/população é dito privado se seu escore de privação for igual ou maior que o limite de privações, isto é, se ci ? k. Por exemplo, no MPI estimado pelo Programa das Nações Unidas para o Desenvolvimento (PNUD), um indivíduo é denominado pobre se apresentar pontuação de privação igual ou superior a 1/326. Assim, ao contemplar a avaliação de 13 indicadores, o presente estudo tomou por k > 4.
Uma vez identificados os indivíduos privados da amostra/população, são censuradas as observações daqueles que não são privados. Formalmente, quando ci ? k, então ci (k) = ci, mas se ci < k, então ci (k) = 0. Assim, ci (k) é a pontuação de privação dos indivíduos considerados privados25,27.
Para implementação da etapa de agregação,25 é sugerido combinar duas informações-chave: i) a proporção ou incidência de pessoas no âmbito da população/amostra analisada (cuja parcela de privações ponderadas seja maior ou igual a K); ii) a intensidade de sua privação (medida pela proporção média de privações ponderadas que os indivíduos analisados experimentam. Chama-se o índice de incidência multimensional de H, em que:

"H=" "q" /"n" (2)

em que q é o número de indivíduos que são multidimensionais privados e n é a população ou amostra total.
À intensidade da privação dá-se o nome de Hiato Médio da Privação, sendo representada pela pontuação média de privação de pessoas multidimensionalmente privadas:

"A= " (?_"i=1" ^"n" ??"c" _"i" "(k)=1" ?)/"q" (3)

em que c_i (k) é a pontuação de privação censurada do indivíduo i e q é o número de pessoas que são multidimensionalmente privadas25,27. Deste modo, o índice de privação multidimensional (IPSSAN) será resultado do produto de ambos:

IPSSAN = ???? × ???? (4)

Uma das principais vantagens do método Alkire-Foster é que não há especificação prévia para as dimensões, indicadores, pesos ou cortes para a estimação do índice multidimensional. Assim sendo, é uma metodologia flexível, passível de se adaptar a várias realidades27. Logo, no presente estudo, realiza-se a estimação do IPSSAN com base no modelo conceitual apresentado no Quadro 1.
A construção do modelo conceitual balizador do IPSSAN foi realizada mediante consulta à literatura especializada sobre o tema6,10,11,20,26, observando-se a disponibilidade de dados estatísticos sobre o contexto brasileiro24. A presente pesquisa avaliou uma amostra de 4.509 observações válidas dos microdados da Pesquisa Nacional de Saúde.

Quadro 1

A PNS é um inquérito nacional, desenvolvida entre os meses de agosto de 2019 e março de 2020, compreendendo 94.114 domicílios e 279.382 moradores24. O levantamento foi aprovado pelo parecer N° 3.529.376 da Comissão Nacional de Ética em Pesquisa e realizado pelo Ministério da Saúde e o Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística28.
A amostra válida é majoritariamente composta por pessoas com domicílios urbanos (76,3%). Cerca de 51,9% são homens. Há predominância de respondentes na faixa etária de adultos (20 até 59 anos), representando mais da metade da população (51,3%). Jovens (0 até 19 anos) e idosos (acima de 60 anos) compõe 28,9% e 19,7% da amostra, respectivamente. A população em termos de cor/raça é: 53% pardas e 35,4% brancas. A maioria da amostra é formada por pessoas solteiras (55,1%) (Tabela 1)24.

Tab.1

Para fins analíticos, os resultados econométricos foram desagregados tendo por base a variável de código C009 (cor ou raça)24. Cabe destacar que a amostra de crianças e famílias autodeclaradas como amarelas e indígenas representou menos de 1% do total analisado, o que pode limitar a precisão das estimativas para esses grupos. Essa baixa representatividade pode estar relacionada a aspectos demográficos e de sub-registro, além de desafios na coleta de dados em populações indígenas e em áreas rurais e remotas, como destaca o IBGE24.
Deste modo, para testar as diferenças estatísticas entre os grupos de cor/raça foi aplicado o teste ANOVA. O teste permite comparar as médias de três ou mais grupos independentes em relação a uma variável quantitativa contínua, testando a hipótese nula de igualdade entre os grupos. Quando o valor de p é inferior a 0,05, rejeita-se essa hipótese, indicando que ao menos um grupo difere significativamente dos demais. A aplicação do ANOVA pressupõe a normalidade dos resíduos, a homogeneidade das variâncias entre os grupos e a independência das observações29.
Assim, apresentam-se as estimativas sob recorte amostral referente às famílias autodeclaradas brancas, pretas, amarelas, pardas ou indígenas.

4 Análise e discussão dos resultados

A Tabela 2 apresenta o Teste Anova para avaliar se há diferenças estatisticamente significativas entre os grupos por cor em relação ao consumo alimentar, variáveis nutricionais e socioeconômicas em crianças menores de dois anos.
A análise de variância (ANOVA) identificou diferenças estatisticamente significativas entre os grupos por cor em oito das catorze variáveis analisadas (Tabela 2). A variável renda, com elevado nível de significância (p < 0,001), apresentou o maior F da análise, indicando uma disparidade socioeconômica marcante entre os grupos. Essa constatação corrobora com30, que destaca a centralidade da raça na determinação das desigualdades em saúde no Brasil, defendendo que é preciso “ter raça” para entender os padrões de exclusão historicamente constituídos no país. Os resultados (Tabela 2) também demostram diferenças no consumo de doces, sucos artificiais e refrigerantes indicando que alguns grupos estão mais expostos a alimentos com menor qualidade nutricional.
A existência das iniquidades não é recente, como argumentam Canuto e colaboradores31 em sua revisão crítica dos inquéritos nacionais sobre o consumo alimentar no Brasil. Os autores apontam que os dados repetidamente revelam um padrão de alimentação inadequada entre os grupos historicamente excluídos, entre eles os negros, indígenas e famílias de baixa renda. Também destacam a inter-relação entre insegurança alimentar, pobreza e distribuição desigual de renda no Brasil32.

Tab.2

Os resultados da aplicação do método Alkire-Foster, para expressar a proporção de menores de dois anos em estado de privação em saúde e segurança alimentar (H) e o hiato médio de privação (A) são apresentados na Figura 1. A maior proporção de crianças privadas está dentre os indígenas (59,6%) e pardos (56,3%)24.
A trajetória histórica dos povos indígenas brasileiros indica situação social marcada pela precariedade das condições de vida e desigualdades monetárias33. Os indígenas estão mais suscetíveis à pobreza do que outros segmentos sociais, incluindo piores perfis de escolaridade e de saúde. Além disso, estudos recentes apontam que há uma tendência à homogeneização dos diagnósticos e das soluções destinadas às populações indígenas. A Política Nacional de Atenção à Saúde dos Povos Indígenas, embora tenha sido um marco importante, ainda apresenta falhas de implementação e enfrenta limitações operacionais34. Muitas comunidades continuam enfrentando barreiras linguísticas, logísticas e culturais para acessar serviços básicos de saúde e alimentação infantil adequada. Também é possível verificar que os domicílios desta população apresentam piores condições de saneamento35 (Figura 1).

Fig.1

Cerca de 46,7% e 52,5% das crianças de famílias autodeclaradas brancas e pretas, respectivamente, são privadas. No grupo amostral analisado tem-se proporcionalmente menos crianças de famílias autodeclaradas amarelas em estado de privação em saúde e segurança alimentar. Contudo, é nesse último grupo que a intensidade da privação é maior (51,2%). Por sua vez, o hiato médio de privação foi menor dentre as crianças pretas e brancas, respectivamente, 47,3% e 48,4%. Dentre crianças pardas e indígenas a intensidade das privações em saúde segurança alimentar foi de 48,6% e 49,0%24 (Figura 1).
A cor da pele e a raça seguem atuando como marcadores de posição social no Brasil, influenciando a distribuição desigual de fatores de proteção, de risco e de agravos à saúde, os quais se acumulam ao longo das diferentes fases da vida. As desigualdades étnico-raciais brasileiras refletem-se nas trajetórias de crescimento infantil, com crianças negras e pardas enfrentando maior insegurança alimentar, menor acesso a serviços de saúde e condições precárias de saneamento, perpetuando o ciclo de vulnerabilidade desde os primeiros anos de vida. Esses grupos também apresentam maiores taxas de mortalidade infantil, dificuldades no acesso e insatisfação no pré-natal e maior risco de doenças crônicas entre indígenas, evidenciando como cor e raça seguem como marcadores sociais de exclusão e exposição a riscos ao longo do ciclo de vida30.A privação em saúde e segurança alimentar está fortemente ligada aos padrões de consumo alimentar, influenciando a dieta alimentar e os riscos de agravos nutricionais e de saúde. Famílias em situação de privação tendem a consumir mais alimentos ultraprocessados e menos alimentos frescos, o que pode agravar os problemas de saúde e perpetuar o ciclo de pobreza e insegurança alimentar36. Embora os dados da Pesquisa de Orçamento Familiar (POF) 2017-2018 – se referem ao consumo alimentar de adultos, sendo necessário interpretá-los à luz das relações entre alimentação familiar e alimentação infantil –, demonstraram que a cor da pele (raça preta ou parda) esteve associada ao maior consumo de feijão, carnes com excesso de gordura e leite com teor de gordura. Já o consumo de doces foi menor entre os pardos e o consumo regular (ou recomendado) de frutas, legumes e verduras foi maior entre os brancos31. As análises mostraram que o consumo de alimentos in natura ou minimamente processados foi menor entre amarelos (66,0%) e brancos (66,6%) em comparação com pretos (69,8%) e pardos (70,2%). Amarelos consumiram menos alimentos processados (9,2% das calorias) do que os outros grupos (aproximadamente 13%). Alimentos ultraprocessados foram menos consumidos por pretos e pardos (16,6%), com o maior consumo entre brancos (20,1%) e amarelos (24,5%)24,37.
Adicionalmente, ao avaliar o produto do IPSSAN, constatou-se que as crianças indígenas com menos de dois anos são proporcionalmente – e de forma mais intensa – afetadas por privações em saúde e em segurança alimentar/nutricional, seguidas das crianças pardas e pretas. A análise da privação em saúde e segurança alimentar entre crianças indígenas requer uma abordagem crítica e culturalmente sensível. O dado de que 49,0% das crianças indígenas enfrentam alta intensidade de privação não deve ser interpretado apenas como resultado de carências materiais, mas sim como expressão de um processo histórico e contínuo de marginalização dos povos originários, que afeta diretamente seus modos de vida, práticas alimentares e acesso a políticas públicas. Como destacam Oliveira e equipe38, os indicadores de saúde indígena refletem não apenas desigualdades estruturais, mas também a desconsideração das especificidades socioculturais nos modelos de atenção à infância.
Alimentação e saúde, para os povos indígenas, estão profundamente enraizadas em suas relações com o território, com a coletividade e com os ciclos da natureza. Segundo Barreto e colaboradores39, a noção de segurança alimentar indígena envolve não apenas o acesso físico e econômico aos alimentos, mas a garantia de autonomia para produzir, colher e preparar alimentos de acordo com suas tradições. Intervenções públicas que desconsideram essa perspectiva acabam reforçando a dependência de alimentos ultraprocessados e da lógica urbana, contribuindo para desnutrição e insegurança alimentar nutricionalmente pobre, inclusive entre crianças. A Figura 2 demostra o cenário de disparidades raciais a que estão sujeitas as minorias sociais no país, expressão máxima das diferenças biológicas, inequidades e discriminação racial presentes na sociedade40.


Fig.2

A Tabela 3 apresenta as principais fontes de privação em saúde e segurança alimentar detectadas a partir da implementação do método Alkire-Foster. Cerca de 70% e 63% das crianças indígenas e pretas com menos de dois anos de vida são privadas no quesito rendimento per capita, respectivamente. As crianças pardas também apresentam maior frequência de privação neste indicador24.
A renda per capita, pela função exercida na compra dos alimentos, condiciona o nível de insegurança alimentar e nutricional familiar12. A insegurança alimentar (IA) é consequência de um conjunto de fatores inter-relacionados, com destaque para as desigualdades e possui forte associação com privações materiais32. As famílias em IA, geralmente, apresentam também piores ocupações de trabalho, condições de moradia comprometidas, chefe da família do sexo feminino e com menor escolaridade41.
Apesar de o aleitamento materno ser uma recomendação médica e se desdobrar em inúmeros benefícios para a criança, saúde da mulher, fortalecimento do vínculo afetivo, bem como na economia para famílias, instituições de saúde, governos e nações42, boa parte das crianças brasileiras não a recebem (Tabela 3). Esse resultado vai ao encontro de dados divulgado pela Organização Mundial da Saúde (OMS-2017), que indicam taxa global de amamentação exclusiva para crianças de 0 a 6 meses igual a 40%, enquanto 45% das crianças de 6 a 24 meses de idade recebem aleitamento materno6.

Tab.3

Apesar das recomendações do Guia Alimentar Brasileiro sobre a não ingestão de açúcares para crianças menores de dois anos43, observa-se que parte significativa delas comeram balas e outros alimentos açucarados. O percentual de crianças pardas e pretas que ingerem este tipo de “alimento” chega a 26,1% e 29,2%, respectivamente. Os refrigerantes são consumidos por 12,9% das crianças pardas e 16,2% das crianças pretas24. O consumo de sucos industriais tem seu maior percentual de consumo no grupo de crianças indígenas, com 31,9%.
Os alimentos processados e ultraprocessados, como refrigerantes e sucos industriais, apresentam baixo valor nutricional44. Ao avaliar os hábitos alimentares de crianças entre dois e três anos de idade de baixa renda, verificou-se que estas crianças estariam em risco de ingestão excessiva de micronutrientes como cálcio, zinco, vitamina A, C e folato, devido ao alto consumo de processados e ultraprocessados44. A introdução alimentar inadequada também está associada ao menor nível de escolaridade materna e entre as famílias com mães mais jovens5 .
Por outro lado, as crianças com menos de dois anos consomem quantidades insuficientes de alimentos ricos em ferro. Para compensar essa necessidade, em razão de interações alimentares desencadeadas pela dieta a base de leite, adota-se como estratégia farmacológica a ingestão de ferro, com a administração de suplementos medicamentosos45. No entanto, os dados revelam que 53,1% das crianças pardas e indígenas com menos de dois anos não têm ingestão de sulfato ferroso. Entre as crianças amarelas e brancas, 37,5% e 43,7%, respectivamente, não recebiam a complementação a base de ferro24.
O acesso às informações sobre complementação farmacológica e demais recomendações depende, em grande medida, da inserção das famílias nos sistemas públicos de saúde. Para grupos em situação de vulnerabilidade social, a Estratégia Saúde da Família (ESF) e a atuação dos Agentes Comunitários de Saúde desempenham papel central na garantia desse direito. Entretanto, os dados da Pesquisa Nacional de Saúde revelam que uma parcela significativa das crianças menores de dois anos não foi atendida por algum ACS ou membro da equipe de saúde da família – mais de um quarto da população analisada. Essa proporção varia entre os grupos populacionais: amarelos (43,7%), brancos (35,5%), pardos (27,6%), pretos (35,2%) e indígenas (25,5%)24.
A menor taxa de atendimento observada entre crianças indígenas pode indicar uma cobertura relativamente mais efetiva da atenção básica à saúde nesse grupo, possivelmente relacionada às políticas públicas voltadas à saúde indígena, como os Distritos Sanitários Especiais Indígenas (DSEI). Ainda assim, a presença de lacunas na cobertura revela desafios persistentes e aponta a importância de avaliações mais aprofundadas sobre a efetividade e a equidade do acesso aos serviços de saúde, especialmente entre populações historicamente vulnerabilizadas.
Os serviços orientados à Atenção Primária à Saúde (APS) são capazes de reduzir internações pediátricas (como problemas respiratórios e gastroenterite)46. Entretanto, a Estratégia Saúde da Família (ESF), enquanto modelo de atenção em saúde no Brasil, apresenta limites, ainda que mais de 73% dos municípios brasileiros tenham cobertura da APS maior que 90%47.
Os investimentos realizados em programas de qualidade para a primeira infância tendem a apresentar alta taxa de retorno para a sociedade17. A atenção especial à primeira infância – educação, lazer, socialização, entre outros – é a via política mais efetiva para redução das disparidades sociais e promoção de inclusão social. Neste aspecto, o Brasil tem concretizado e aprimorado diferentes ações, seja por meio da implantação de programas federais ou mesmo iniciativas estaduais e locais, com o objetivo de combater a insegurança alimentar e nutricional na primeira infância. Os programas Brasil Carinhoso e Criança Feliz são exemplos de ações que dedicam atenção à vigilância e ao estímulo ao desenvolvimento das crianças17. Além desses programas, destacam-se a Estratégia Nacional para Alimentação Complementar Saudável (ENPACS) e a Estratégia Amamenta e Alimenta Brasil (EAAB), voltadas à promoção, apoio e incentivo ao aleitamento materno e à alimentação complementar saudável no Sistema Único de Saúde.
Essas políticas representam importantes avanços no enfrentamento das privações alimentares e nutricionais na infância, articulando ações de promoção da saúde e capacitação de profissionais para o cuidado nutricional. No entanto, observa-se baixa adesão e limitada cobertura dessas estratégias nos municípios, além de fragilidades no monitoramento e na avaliação de suas implementações, o que compromete a efetividade das ações e limita seu impacto na redução das desigualdades de acesso a práticas alimentares adequadas e saudáveis na infância.
Ainda que os avanços sociais sejam perceptíveis (em termos de queda nos índices de mortalidade infantil, aumento da cobertura em saúde, entre outros), o Ministério da Saúde adverte que 12% das crianças brasileiras de até cinco anos apresentam atraso no desenvolvimento e não apresentam comportamentos e habilidades esperados para essa faixa etária. Além disso, 14,8% das crianças não foram atendidas por equipes de saúde na primeira semana de vida, assim como 15% das famílias se encontravam em situação de insegurança alimentar48. Estes dados alertam para os desafios persistentes e a necessidade da presença do tema na agenda acadêmica e política.

5 Considerações finais
Este estudo teve como objetivo realizar uma análise multidimensional do bem-estar das crianças brasileiras menores de dois anos, considerando seus hábitos alimentares, condições de acesso à saúde e recursos materiais. A partir da aplicação do método Alkire-Foster sobre os microdados da Pesquisa Nacional de Saúde (PNS 2019), foi possível estimar um Índice Multidimensional de Privações em Saúde e Segurança Alimentar e Nutricional (IPSSAN), permitindo identificar e comparar os níveis de privação entre diferentes grupos raciais.
Os resultados revelam disparidades significativas, nas quais as crianças indígenas (59,6%) e pardas (56,3%) apresentam os maiores percentuais de privação, refletindo desigualdades estruturais persistentes no Brasil. Embora crianças de cor/raça amarelas apresentem menor proporção de privação, registram maior intensidade, indicando um padrão específico de vulnerabilidade. Entre crianças de cor/raça brancas e pretas, os índices também foram elevados, de 46,7% e 52,5%, respectivamente. O rendimento domiciliar per capita inferior a meio salário mínimo destacou-se como a principal fonte de privação em todos os grupos raciais.
Além das desigualdades materiais, observou-se a recorrência de práticas alimentares inadequadas, como o consumo de alimentos ultraprocessados e a baixa prevalência de aleitamento materno, associadas à ausência de suplementação nutricional e falhas na cobertura da atenção primária à saúde. Tais fatores revelam limitações do sistema público na promoção do desenvolvimento saudável na primeira infância, especialmente entre populações vulneráveis.
Diante dos achados, conclui-se que o enfrentamento das privações infantis requer políticas públicas integradas e intersetoriais, com ênfase na equidade racial e territorial. A promoção da saúde e da segurança alimentar na primeira infância deve ser pautada por estratégias interdisciplinares e culturalmente sensíveis, capazes de reduzir desigualdades históricas e garantir um início de vida digno a todas as crianças brasileiras.
Por fim, salienta-se como ponto forte da pesquisa a abordagem multidimensional e a análise desagregada por raça/cor, que permitiram captar nuances das privações infantis com base em dados representativos e metodologicamente robustos. Por outro lado, a principal limitação reside na natureza transversal da base de dados, que impede a identificação de causalidades, além da ausência de variáveis qualitativas que considerem práticas culturais e modos de vida específicos, especialmente entre povos indígenas para compreender mais profundamente as privações.

Agradecimentos
Os autores agradecem ao Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq) – Processo nº 311047/2023-8, pelo suporte financeiro concedido.

Referências
1. BRASIL. Constituição da República Federativa do Brasil de 1988. Emenda Constitucional nº 64, de 4 de fevereiro de 2010. Brasília, 2010. [acessado 2025 jul 08]. Disponível em: https://www.planalto.gov.br/ccivil_03/constituicao/emendas/emc/emc64.htm
2. Hilário JSM, Henrique NCP, Santos JS, Andrade RD, Fracolli LA, Mello DF. Desenvolvimento infantil e visita domiciliar na primeira infância: mapa conceitual. Acta Paul Enferm 2022; 35(eAPE003652). http://dx.doi.org/10.37689/acta-ape/2022AR03653
3. Safraid GF, Portes CZ, Dantas RM, Batista AG. Perfil do consumidor de alimentos funcionais: identidade e hábitos de vida. Braz J Tecnologia Alimentar 2022; 25(e2021072), p. 1-14. https://doi.org/10.1590/1981-6723.07221
4. Montemor Marçal G, Mendes MM, Fragoso MGM, Florêncio TMMT, Bueno NB, Clemente APG. Association between the consumption of ultra-processed foods and the practice of breast-feeding in children under 2 years of age who are beneficiaries of the conditional cash transfer programme, Bolsa Família. Public Health Nutr 2021; 24(11), p. 3313-3321. https://doi.org/10.1017/S136898002000244X
5. Neves RO, Guimarães LSP. Bosa VL, nunes LM, Silva CH, Goldani MZ, Bernardi JR. Infant processed food consumption and their interaction to breastfeeding and growth in children up to six months old. BMC Public Health 2021; 21(1), p. 1-11. https://doi.org/10.1186/s12889-021-11539-5
6. OMS (Organização mundial da Saúde). Amamentação, 2024. [acessado 2024 nov 06]. Disponível em: https://www.who.int/health-topics/breastfeeding#tab=tab_1.
7. Klerks M, Román S, Sánchez?Siles L. Baby, children, and adult biscuits. Differences in nutritional quality and naturalness. Food Sci Nutr 2023; 11(12), p. 7946-7956 10.1002/fsn3.3711
8. Gutiérrez-González E, Arenas FS, López-Sabaler AM, Ivorra BA, Gordo AR, García-Solano M. Desigualdades socioeconómicas y de género en la obesidad infantil en España. In: An Pediatr 2023; p. 111-121. https://doi.org/10.1016/j.anpedi.2023.05.013
9. Robles CAP, Mialon M, Mais LA, Neri D, Silva KC, Baker P. Breastfeeding, first-food systems and corporate power: a case study on the market and political practices of the transnational baby food industry in Brazil. Global Health 2024; 20(1), p. 1-13. https://doi.org/10.1186/s12992-024-01016-0
10. Souza GR, Ribeiro-Silva RC, Mendes MSF, Silva NJ, Andrade RCS, Pedroso J, Espanhola NA, Bortolini GA, Nilson EAF, Silva AS, Lourenço BH, Rocha AS, Falcão IR, Ichiara, MYT, Farias DR, Barreto ML. Time trends and social inequalities in infant and young child feeding practices: national estimates from Brazil’s Food and Nutrition Surveillance System, 2008–2019. Public Health Nutr 2023; 26(9), p. 1731-1742. https://doi.org/10.1017/S1368980023001039
11. Carneiro LBV, Lacerda EM de A, Oliveira N, Schincaglia RM, Alves-Santos NH, Berti TL, Crispim SP, Farias DR, Mello JVC, Normando P, Castro IRR, Kac G. Pobreza alimentar em crianças de 6 a 59 meses no Brasil: resultados da Pesquisa Nacional de Alimentação e Nutrição Infantil (ENANI-2019). Nutr. Saude Publica. 2024;27(1):e162. doi:10.1017/S1368980024001435
12. Pedraza DF. Insegurança alimentar e nutricional de famílias com crianças menores de cinco anos da Região Metropolitana de João Pessoa, Paraíba, Brasil. Cien Saude Colet 2021; 26, p. 1511-1520.
13. Louzada MLC. Impacto do consumo de alimentos ultraprocessados na saúde de crianças, adolescentes e adultos: revisão de escopo. Cad Saude Publica 2021; 37(1), p. 1-48. https://doi.org/10.1590/0102-311X00323020
14. Leal KS, Da Costa MP, Vilela S. Socioeconomic and household framework influences in school-aged children’s eating habits: understanding the parental roles. Appetite 2024; p. 107605. https://doi.org/10.1016/j.appet.2024.107605
15. Pereira AM. Consumo de alimentos ultraprocessados por crianças de uma Corte de Nascimentos de Pelotas. Rev Saúde Públ 2022; 56(79), p. 1-11. https://doi.org/10.11606/s1518-8787.2022056003822
16. UFRJ (Universidade Federal do Rio De Janeiro). Alimentação Infantil I: Prevalência de indicadores de alimentação de crianças menores de 5 anos: ENANI 2019. Rio de Janeiro, RJ: UFRJ, 2021. (135 p.). Coordenador geral, Gilberto Kac. [acessado 2025 jul 08]. Disponível em: https://enani.nutricao.ufrj.br/relatorios/
17. Venancio SI. Why invest in early childhood?. Rev Lat Am Enfermagem 2020; 28(e3253). http://dx.doi.org/10.1590/1518-8345.0000-3253
18. Araújo TS, Oliveira CSM, Muniz PT, Silva-Nunes M, Cardoso MA. Desnutrição infantil em um dos municípios de maior risco nutricional do Brasil: estudo de base populacional na Amazônia Ocidental Brasileira. Rev Bras Epidemiol 2016; 19(3), p. 554-566. https://doi.org/10.1590/1980-5497201600030007
19. Claro ML, Sousa AF, Nobre RS, Lima LHO. Desenvolvimento infantil como elemento intermediário nas políticas públicas de alimentação e nutrição. Rev Bras Saúde Mater Infant 2022; 22, p. 715-720. https://doi.org/10.1590/1806-9304202200030016
20. Eyng AM, Cardoso JC. Direitos da infância em contextos de necessidades humanitárias: fatores de risco e demandas educativas. Ensaio: Avaliação e Políticas Públicas em Educação, [S.l.] 2020; 28(109), p. 1098-1120. http://dx.doi.org/10.1590/s0104-40362020002802361.
21. Alencar CN, Costa EF, Cavalcante LIC. Associação entre a pobreza familiar e o desenvolvimento neuropsicomotor de crianças na educação infantil. Revista de Psicol IMED 2018; 10(2), p. 89-102. https://doi.org/10.18256/2175-5027.2018.v10i2.2741
22. Oliveira CVR, Palombo CNT, Toriyama ATM, Veríssimo M de lá R, Castro, MC de, Fujimori, E. Desigualdades em saúde: o desenvolvimento infantil nos diferentes grupos sociais. Revista da Escola de Enfermagem da USP 2019; 53(e03499). https://doi.org/10.1590/S1980-220X2018037103499
23. IBGE (Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística). Segurança alimentar: 2023. Rio de Janeiro: IBGE, 2024. [acessado 2024 jul 30]. Disponível em: https://biblioteca.ibge.gov.br/visualizacao/livros/liv102084.pdf.
24. IBGE (Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística). Pesquisa Nacional de Saúde – PNS 2019 [atualizada em 2022]. Brasília, 2022. [acessado 2024 fev 29]. Disponível em: https://www.ibge.gov.br/pesquisa-nacional-de-saude.
25. Alkire S, Foster J. Counting and multidimensional poverty measurement. J Public Econ, Oxford, 2011; 95(7/8), p. 476-487.
26. Fahel M, Teles LR. Medindo a pobreza multidimensional do estado de Minas Gerais, Brasil: olhando para além da renda. Rev Adm Pública 2018; 52, p. 386-416.
27. Alkire S et al. Multidimensional poverty index 2011: brief methodological note. Oxford: Oxford Poverty and Human Development Initiative, 2011. [acessado 2024 jul 30]. Disponível em: http://ophi.org.uk/wp-content/uploads/MPI_2011_Methodology_Note_4-11-2011_1500.pdf.
28. Brasil. Ministério da Saúde. Pesquisa Nacional de Saúde. Brasília, 2024. [acessado 2024 fev 29]. Disponível em: https://www.gov.br/saude/pt-br/composicao/svsa/inqueritos-de-saude/pesquisa-nacional-de-saude.
29. Field, Andy. Discovering statistics using IBM SPSS statistics. Sage publications limited, 6 ed., 2024.
30. Chor D. Desigualdades em saúde no Brasil: é preciso ter raça. Cad. Saúde Pública 2013; 29(7), p. 1272-1275. https://doi.org/10.1590/S0102-311X2013000700002
31. Canuto R, Fanton M, Lira PI. Iniquidades sociais no consumo alimentar no Brasil: uma revisão crítica dos inquéritos nacionais. Cien Saude Colet 2019; 24, p. 3193-3212. https://doi.org/10.1590/1413-81232018249.26202017
32. Jesus JG, Hoffmann R, Miranda SHG. Insegurança alimentar, pobreza e distribuição de renda no Brasil. Rev Econ Socio. Rural 2024; 62(4). https://doi.org/10.1590/1806-
33. Borges MFSO, Silva IF, Koifman R. Histórico social, demográfico e de saúde dos povos indígenas do estado do Acre, Brasil. Cien Saude Colet 2020; 25, p. 2237-2246. https://doi.org/10.1590/1413-81232020256.12082018
34. Silva FR, Souza CL, Santos AR. Atenção primária à saúde em comunidades indígenas: dificuldades de acesso e barreiras culturais. Revista Saúde Debate, 2020; 44(124), p. 952-964. https://doi.org/10.1590/0103-1104202012415
35. Raupp L, Cunha GM, Fávaro TR, Santos, RV. Condições sanitárias entre domicílios indígenas e não indígenas no Brasil de acordo com os Censos nacionais de 2000 e 2010. Cien Saude Colet 2020; 25, p. 3753-3763. https://doi.org/10.1590/1413-812320202510.04602019
36. Giesta JM, Zoche E, Corrêa RS, Bosa VL. Fatores associados à introdução precoce de alimentos ultraprocessados na alimentação de crianças menores de dois anos. Cien Saude Colet 2019; 24, p. 2387-2397. https://doi.org/10.1590/1413-81232018247.24162017
37. Costa JC, Jesus, ACS, Jesus JGL, Madruga MF, Souza, TN, Louzada MLC. Diferenças no consumo alimentar da população brasileira por raça/cor da pele em 2017–2018. Rev Saúde Públ 2023; 57, p. 4. https://doi.org/10.11606/s1518-8787.2023057004000
38. Oliveira DM, Cunha, MG, Freitas CM. Saúde das crianças indígenas no Brasil: uma análise das desigualdades e das políticas públicas. Cad de Saúde Pública, 2021; 37(2), e00231220. https://doi.org/10.1590/0102-311X00231220
39. Barreto RS, Cardoso CO, Franco LG. Segurança alimentar em territórios indígenas: entre a autonomia e a imposição de modelos exógenos. Revista Katálysis 2022; 25(3), 478–491. https://doi.org/10.5007/1982-0259.2022.e83521
40. Moura RF, Cesar CLG, Goldbaum M, Okamura MN, Antunes, JLF. Fatores associados às desigualdades das condições sociais na saúde de idosos brancos, pardos e pretos na cidade de São Paulo, Brasil. Cien Saude Colet 2023; 28, p. 897-907. https://doi.org/10.1590/1413-81232023283.08582022
41. Araújo ML, Nascimento DR, Lopes MS, Passos CM, Lopes AC. Condições de vida de famílias brasileiras: estimativa da insegurança alimentar. RevBrasEstudPopul 2020; 37(e0110). https://doi.org/10.20947/S0102-3098a110
42. Araújo MFM, Fiaco ADel, Pimentel LS, Schmitz BAS. Custo e economia da prática do aleitamento materno para a família. Rev Bras Saúde Mater Infant 2004; 4(27), p. 135-141. https://doi.org/10.1590/S1519-38292004000200003
43. Brasil, Ministério da Saúde do Brasil. Guia Alimentar para Crianças Brasileiras Menores de dois Anos. 2019.
44. Dallazen C, Silva AS, Gonçalves VSS, Nilson, SAF, Crispim SP, Lang RMF, Moreira JD, Tietzmann DC, Vítolo MR. Introdução de alimentos não recomendados no primeiro ano de vida e fatores associados em crianças de baixo nível socioeconômico. Cad de Saúde Pública 2018; 34(e00202816). https://doi.org/10.1590/0102-311X00202816
45. Silva LLS, Fawzi WW, Cardoso MA. Factors associated with anemia in young children in Brazil. PloS one 2018; 13(9). https://doi.org/10.1371/journal.pone.0204504
46. Damasceno SS et al. Saúde da criança no Brasil: orientação da rede básica à Atenção Primária à Saúde. Ciênc Saúde Colet 2016; 21, p. 2961-2973. https://doi.org/10.1590/1413-81232015219.25002015
47. Barros R. Analisando dados de cobertura da Atenção Primária à Saúde no Brasil no início de 2023. Cebes, 2023. [acessado 2024 jul 30]. Disponível em: https://cebes.org.br/atencao-primaria-a-saude-no-brasil-no-inicio-de-2023/30524/.
48. Brasil. Ministério da Saúde (MS). Projeto PIPAS 2022 - Resumo Executivo. Brasília: Ministério da Saúde, 2023. [acessado 2024 jul 30]. Disponível em: https://bvsms.saude.gov.br/bvs/publicacoes/projeto_pipas_2022_resumo_executivo.pdf.