Autoavaliação de saúde de acordo com sexo e fatores associados em Manaus, 2019: estudo transversal de base populacional

Resumo

Objetivo:

Analisar a prevalência e fatores associados à autoavaliação de saúde ruim segundo o sexo em Manaus.

Métodos:

Trata-se de estudo transversal de base populacional com adultos residentes em Manaus em 2019. Razões de prevalências (RP) ajustadas e intervalos de confiança de 95% (IC_95%) foram calculadas por regressão de Poisson hierarquizada.

Resultados:

Saúde autoavaliada como ruim ocorreu em 35,2% (IC_95% 33,3;37,2) dos 2.321 participantes e foi maior no sexo feminino (RP = 1,27; IC_95% 1,13;1,43). Na população geral, em ambos os sexos, saúde autoavaliada como ruim foi maior entre os mais velhos, com insegurança alimentar moderada e grave e com presença de doenças crônicas (p-valor < 0,05). No sexo feminino, saúde ruim foi maior em evangélicas e com insegurança alimentar leve. No masculino, aposentados e com nível de ensino inferior ao fundamental também apresentaram pior autoavaliação (p-valor < 0,001).

Conclusão:

Pessoas do sexo feminino apresentaram pior avaliação de saúde, influenciada por morbidade e acesso a alimentação.

Palavras-chave:
Autoavaliação; Iniquidade de Gênero; Estudos Transversais; Doenças Crônicas; Insegurança Alimentar

Abstract

Objective:

To assess the prevalence and factors associated with poor self-rated health according to respondents’ sex in Manaus, Brazil.

Methods:

This was a cross-sectional population-based study with adults in Manaus in 2019. Adjusted prevalence ratios and 95% confidence intervals (95%CI) were calculated using Poisson regression following a hierarchical model.

Results:

Poor self-rated health occurred in 35.2% (95%CI 33.3;37.2) of the 2,321 participants and was higher in females (PR = 1.27; 95%CI 1.13;1.43). In the general population, among both sexes, poor self-rated health was higher among the oldest, those with moderate and severe food insecurity and with chronic diseases (p-value < 0.05). Among females, poor health was also higher among the evangelical and those with mild food insecurity. Among males, self-rated health was also poorer among the retired and those with education below elementary level (p-value < 0.001).

Conclusion:

The female sex had the poorest health rating, influenced by morbidity and access to food.

Keywords:
Self-Assessment; Gender Inequality; Cross-Sectional Studies; Chronic Disease; Food Insecurity

Resumen

Objetivo:

Analizar la prevalencia y los factores asociados a la mala autoevaluación de salud según sexo en Manaus, Brasil.

Métodos:

Se trata de un estudio poblacional transversal con adultos residentes en Manaus en 2019. Las razones de prevalencia ajustadas (RP) y los intervalos de confianza del 95% (IC_95%) se calcularon mediante regresión jerárquica de Poisson.

Resultados:

Autoevaluación mala de salud ocurrió en 35,2% (IC_95% 33,3;37,2) de los 2.321 participantes y fue mayor en el sexo femenino (RP = 1,27; IC_95%1,13;1,43). En la población general, femenina y masculina, la mala autoevaluación de salud fue mayor entre ancianos, con inseguridad alimentaria moderada y grave y con enfermedades crónicas (p-valor < 0,05). En el sexo femenino, la mala salud fue mayor en evangélicas y con inseguridad alimentaria leve. En el sexo masculino, jubilados y con educación inferior al nivel básico también tuvieron una peor autoevaluación (p-valor < 0,001).

Conclusión:

Personas de sexo femenino tuvieron una peor valoración de salud, influenciada por la morbilidad y el acceso a la alimentación.

Palabras-clave:
Autoevaluación; Desigualdad de Género; Estudios Transversales; Enfermedades crónicas; Inseguridad alimentaria

Contribuições do estudo

Principais resultados

Em 2019, um terço dos manauaras autoavaliaram a saúde como ruim, observando- -se maior frequência no sexo feminino, idosos, desempregados, aposentados, evangélicos, obesos, com menor escolaridade, em insegurança alimentar e com multimorbidade.

Implicações para os serviços

Maior atenção deve ser prestada ao estado de saúde das mulheres manauaras; estas apresentam pior autoavaliação de saúde, especialmente em situações de restrição do acesso a alimentos e presença de doenças crônicas.

Perspectivas

Pesquisas futuras que investiguem a autoavaliação de saúde negativa autorreferida com dados clínicos ou laboratoriais podem trazer melhores evidências sobre a magnitude do problema na população geral.

INTRODUÇÃO

A autoavaliação do estado de saúde é uma medida dinâmica. Capaz de predizer a mortalidade nas populações, a autoavaliação da saúde do indivíduo deve ser monitorada periodicamente.¹ Por ser uma medida autorreferida, ela estima diferentes dimensões pessoais que ajudam a aferir o estado de saúde. Ao responder à indagação sobre como avalia seu estado de saúde, o indivíduo inicia um processo particular, subjetivo e dependente das condições ambientais, sociais e culturais,² um conjunto de fatores físicos e psicológicos mais abrangentes do que os obtidos por exames laboratoriais ou clínicos isolados. Assim, são observadas respostas mais reflexivas que automáticas.³ A medida global de autoavaliação da saúde consegue identificar quem se encontra em situação de maior vulnerabilidade e com maiores necessidades de saúde.⁴

Mulheres, consistentemente, apresentam pior autoavaliação do estado de saúde do que homens: em 28 de 33 países de alta renda, no período de 2011 a 2015, a autoavaliação de saúde ruim foi mais frequente em mulheres do que em homens, além dos desempregados e pessoas de idade avançada.⁵ No Brasil, em 2008, a autoavaliação de saúde ruim ou muito ruim foi referida por 25% dos homens e 30% das mulheres; em 2013, por 29% dos homens e 36% das mulheres;⁵ e em 2019, por 30% dos homens e 38% das mulheres.⁶

Mulheres residentes nas regiões Norte e Nordeste do país têm maior chance de perceber sua saúde ruim; e maiores prevalências de problemas de saúde, como obesidade.⁷ Em regiões mais vulneráveis e países em desenvolvimento, foi demonstrado que os efeitos dessas iniquidades, inerentes ao sexo, podem ser mais pronunciados todavia.⁸

Dados sobre o perfil epidemiológico da autoavaliação de saúde ruim na população adulta, especialmente na região Norte do Brasil, a partir de análises segregadas por sexo, ajudariam a compreender essa dinâmica na população.

O presente estudo teve como objetivo analisar a prevalência e os fatores associados à autoavaliação de saúde ruim de acordo com o sexo, na população adulta de Manaus, Amazonas, em 2019.

MÉTODOS

Desenho do estudo

Trata-se de análise de estudo transversal de base populacional realizado no ano de 2019 com adultos residentes na cidade de Manaus.⁹

Contexto

Manaus é a capital da maior Unidade da Federação brasileira. Em 2021, sua população foi estimada em 2.255.903 habitantes;¹⁰ mais da metade da população era do sexo feminino segundo o Censo Demográfico de 2010.¹¹ As mulheres com ocupação viviam com rendimento mensal médio 29% inferior ao dos homens, e as mulheres residentes em representavam mais da metade da evasão escolar observada na capital do estado, no mesmo ano.¹¹

Participantes

Foram incluídos no estudo adultos (≥ 18 anos) residentes em Manaus, selecionados por amostragem probabilística em três estágios: setores censitários; domicílios; e indivíduos. No primeiro estágio, entre os 2.461 setores censitários do município, 250 foram sorteados para que, no segundo estágio, 20 domicílios por setor censitário fossem sistematicamente selecionados. Em caso de recusa, o domicílio imediatamente à direita foi visitado; e o mesmo procedimento foi realizado à esquerda, em caso de nova recusa. No terceiro estágio, todos os residentes presentes foram cadastrados no dispositivo eletrônico e um morador foi sorteado para responder ao questionário, considerando-se cotas de sexo e idade.⁹

Variáveis

Uma vez definida a variável dependente “autoavaliação de saúde” (boa; ruim), foram incluídas as variáveis independentes:

a) sexo (masculino; feminino);

b) faixa etária (em anos: 18 a 24; 25 a 34; 35 a 44; 45 a 59; 60 ou mais);

c) raça/cor da pele (branca; negra);

d) ocupação (trabalho formal; trabalho informal; aposentado; estudante/dona de casa; desempregado);

e) classificação econômica (A/B, C, D/E, onde A se refere aos mais ricos e E, aos mais pobres);

f) escolaridade (ensino superior ou acima; ensino médio; ensino fundamental; menos que fundamental);

g) religião (católica; evangélica; outra; nenhuma);

h) insegurança alimentar (ausente; leve; moderada; grave);

i) composição corporal (eutrofia; sobrepeso; obesidade); e

j) número de doenças crônicas (nenhuma; uma; duas ou mais).

Fonte de dados e mensuração

O desfecho principal do estudo foi aferido a partir da pergunta “De um modo geral, qual é o seu estado de saúde?”, a que os entrevistados poderiam responder “muito bom”, “bom”, “regular”, “ruim” ou “muito ruim”. As cinco opções de resposta foram consolidadas entre duas categorias: (i) saúde boa, reunindo aqueles e aquelas que responderam “muito bom” ou “bom”; e (ii) saúde ruim, para quem escolheu a opção de resposta “regular”, “ruim” ou “muito ruim”.

A insegurança alimentar foi aferida pela Escala Brasileira de Insegurança Alimentar (EBIA), constituída de 14 perguntas a envolver dimensões como a preocupação e angústia pela possibilidade de falta do alimento, estratégias para economizar comida e a experiência de passar fome, no período recordatório de três meses.¹² A insegurança alimentar foi classificada, de acordo com a pontuação obtida, como ausente (0), leve (1-3), moderada (4-5) ou grave (6-8), em domicílios sem crianças (< 18 anos). Em domicílios com crianças, a classificação baseou-se em: ausente (0), leve (1-5), moderada (6-9) ou grave (10-14).¹² A composição corporal foi aferida pelo índice de massa corporal (IMC), qual seja, a razão do peso (em quilogramas) pela altura (em metros) ao quadrado, ambos autorreferidos pelo participante: IMC ≤ 24,9 kg/m² foi classificado como condição de eutrofia; IMC entre 25,0 e 29,9 kg/m², sobrepeso; e IMC ≥ 30 kg/m², obesidade.

A classificação econômica foi medida de acordo com o Critério Brasil de Classificação Econômica de 2018, baseada na instrução do chefe da família, presença de itens de conforto no domicílio e urbanização no entorno do domicílio.¹³ A raça/cor da pele foi autorreferida pelo participante como branca, negra (preta e parda), amarela ou indígena, logo dicotomizada em branca (branca e amarela) e negra (negra e indígena).

O número de doenças crônicas foi obtido da informação autorreferida de diagnóstico prévio de hipertensão arterial, diabetes, colesterol alto, doenças cardíacas, acidente vascular cerebral, asma, artrite/reumatismo, problema de coluna, depressão, esquizofrenia, transtorno bipolar, psicose, transtorno obsessivo compulsivo, enfisema pulmonar, bronquite crônica, doença pulmonar obstrutiva crônica, câncer e insuficiência renal crônica. A pergunta sobre autoavaliação do estado de saúde antecedeu as perguntas sobre a presença de doenças crônicas.

Entrevistadores previamente treinados coletaram as respostas dos participantes, mediante questionários pré-configurados no software SurveyToGo (Dooblo Ltd, Israel), em dispositivos móveis (Intel TabPhone 710 Pro). Os questionários preenchidos eram sincronizados com o banco de dados, via internet.

Uma amostra de 150 pessoas respondeu ao questionário antes de sua aplicação oficial, com o propósito de validar a compreensão das questões. O grupo que serviu a esse pré-teste também foi incluído na amostra final do estudo, haja vista não se haver modificado o questionário inicial, aprovado no pré-teste. A pergunta sobre autoavaliação do estado de saúde antecede as perguntas sobre doenças crônicas. Para assegurar a confiabilidade da coleta, 20% das entrevistas tiveram suas respostas auditadas por telefone.⁹

Tamanho do estudo

O tamanho amostral foi estimado em 2.300 participantes. Este cálculo considerou estimativa de 20% de procura por serviços de saúde nos últimos 15 dias, considerando-se intervalo de confiança de 95% (IC_95%), efeito de desenho de 1,5 e população estimada de 2.106.322 habitantes vivendo em Manaus, no ano de 2018.¹⁴

Análise estatística

Foram estimadas as prevalências de autoavaliação de saúde ruim para todos os participantes do estudo e para os sexos feminino e masculino separadamente, segundo as variáveis independentes. Diferenças foram submetidas ao teste qui-quadrado de Pearson, com nível de significância de 5%. Utilizou-se a regressão de Poisson com variância robusta e IC_95% para calcular as razões de prevalências (RPs) brutas e ajustadas da autoavaliação de saúde ruim, pelas variáveis independentes, em modelos separados para a população geral, sexos femino e masculino, mediante análise hierárquica, considerando-se as variáveis proximais e distais à autoavaliação de saúde ruim.¹⁵ As variáveis sociodemográficas com p-valor ≤ 0,20 na análise bruta compuseram o primeiro nível. O segundo nível de análise incluiu as variáveis de comportamento em saúde (insegurança alimentar e composição corporal), mais as variáveis significantes do primeiro nível. O terceiro nível foi composto pelas doenças crônicas mais as variáveis significativas dos níveis anteriores. Associações com p-valor < 0,05 foram consideradas estatisticamente significativas.

A probabilidade de autoavaliação de saúde ruim estratificada pelo sexo, de acordo com os níveis de insegurança alimentar e religião, foram graficamente ilustradas.

A análise dos dados foi realizada utilizando-se o software Stata 14.2 (StataCorp LP, College Station, Texas, Estados Unidos), utilizando o módulo survey (svy) para considerar o delineamento complexo empregado.

Aspectos éticos

O projeto do estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa com Seres Humanos, da Universidade Federal do Amazonas (CEP/UFAM): Parecer nº 3.102.942, de 28 de dezembro de 2018 (Certificado de Apresentação para Apreciação Ética n^o 04728918.0.0000.5020). Todos os participantes assinaram termo de consentimento livre e esclarecido antes da entrevista.

RESULTADOS

Foram incluídos 2.321 adultos no estudo (Figura 1), em sua maioria do sexo feminino (52,2%), raça/cor da pele negra (85,0%) e classificação econômica C (53,6%). Quanto à idade, 25,1% contavam 25 a 34 anos; 41,1% estavam desempregados e 45,4% praticavam a religião evangélica. Pouco mais da metade cursou até o ensino médio (50,4%) (Tabela 1). No sexo feminino, 56,3% estavam desempregadas, enquanto esse percentual foi 24,4%, no masculino. Em sua maioria, pessoas do sexo feminino praticavam a religião evangélica (51,6%); no sexo masculino, a religião católica era a mais praticada, por 43,4% (Tabela Suplementar 1).

Figura 1
Processo de recrutamento de participantes, Manaus, 2019

Tabela 1
Características dos participantes (N = 2.321) e prevalência de autoavaliação de saúde ruim, Manaus, 2019

Variáveis	Total N (%)	Saúde ruim N (%)	p-valor
Sexo			< 0,001
Masculino	1.088 (47,8)	322 (29,3)
Feminino	1.233 (52,2)	501 (40,7)
Faixa etária (anos)			< 0,001
18-24	405 (19,3)	105 (25,6)
25-34	586 (25,1)	160 (27,2)
35-44	553 (22,8)	177 (31,9)
45-59	526 (21,2)	242 (45,9)
≥ 60	251 (11,6)	139 (55,5)
Raça/cor da pele			0,745
Branca	349 (15,0)	121 (34,5)
Negra	1.972 (85,0)	702 (35,4)
Ocupação			< 0,001
Trabalho formal	419 (17,9)	110 (26,2)
Trabalho informal	661 (28,1)	222 (33,3)
Aposentado	162 (7,2)	90 (55,4)
Estudante/dona de casa	124 (5,7)	30 (23,7)
Desempregado	955 (41,1)	371 (38,6)
Classificação econômica			< 0,001
A/B	282 (12,3)	83 (29,2)
C	1.244 (53,6)	414 (33,0)
D/E	795 (34,1)	326 (40,8)
Escolaridade			< 0,001
Ensino superior ou acima	153 (6,5)	42 (27,3)
Ensino médio	1.171 (50,4)	338 (28,5)
Ensino fundamental	432 (18,9)	159 (36,7)
Menos que fundamental	565 (24,2)	284 (50,2)
Religião			0,081
Católica	931 (39,9)	317 (33,9)
Evangélica	1.054 (45,4)	401 (37,8)
Outra	137 (5,9)	43 (31,4)
Nenhuma	199 (8,8)	62 (30,5)
Insegurança alimentara			< 0,001
Ausente	777 (33,8)	204 (26,2)
Leve	874 (37,7)	286 (32,4)
Moderada	319 (13,8)	153 (47,9)
Grave	345 (14,7)	179 (51,4)
Composição corporal			0,002
Eutrofia	971 (42,6)	322 (32,9)
Sobrepeso	792 (33,8)	296 (33,7)
Obesidade	558 (23,6)	232 (41,6)
Nº de doenças crônicas			< 0,001
0	921 (40,1)	164 (17,8)
1	682 (29,3)	218 (31,8)
≥ 2	718 (30,6)	441 (61,4)

• a) Dado faltante para 6 participantes.

Na população geral, a prevalência de autoavaliação de saúde ruim foi 35,2% (IC_95% 33,3;37,2): 40,7% (IC_95% 37,9;43,4) no sexo feminino e 29,3% (IC_95% 26,6;32,0) no masculino (dados não apresentados em tabela).

Um percentual de 17,0% das participantes do sexo feminino encontrava-se em situação de insegurança alimentar grave, frente a 12,4% no sexo masculino. Relataram autoavaliação de saúde ruim pessoas do sexo feminino com 60 anos ou mais (60,0%), desempregadas (42,1%), com insegurança alimentar grave (59,6%) e presença de duas ou mais doenças crônicas (61,2%). Saúde ruim ocorreu mais entre pessoas do sexo masculino aposentadas (54,6%), sem instrução (46,3%) e com diagnóstico de duas ou mais doenças crônicas (61,8%) (Tabela Suplementar 1).

A autoavaliação de saúde ruim foi maior no sexo feminino (RP = 1,27; IC_95% 1,13;1,43); pessoas mais velhas: 35 a 44 anos (RP = 1,26; IC_95% 1,01;1,56); 45 a 59 anos (RP = 1,78; IC_95% 1,45;2,19); 60 anos ou mais (RP = 1,85; IC_95% 1,46;2,34); desempregados (RP = 1,23; IC_95% 1,02;1,49); aposentados (RP = 1,29; IC_95% 1,02;1,64); sem instrução (RP = 1,45; IC_95% 1,09;1,92); praticantes da religião evangélica (RP = 1,17; IC_95% 1,04;1,31); com insegurança alimentar leve (RP = 1,22; IC_95% 1,05;1,41), moderada (RP = 1,70; IC_95% 1,45;1,99) e grave (RP = 1,67; IC_95% 1,43;1,95); pessoas obesas (RP = 1,16; IC_95% 1,01;1,32); e com uma (RP = 1,71; IC_95% 1,44;2,04) ou mais (RP = 2,90; IC_95% 2,47;3,40) doenças crônicas (Tabela 2).

Tabela 2
Razões de prevalências (RPs) brutas e ajustadas e intervalos de confiança de 95% (IC_95%) de autoavaliação de saúde ruim, segundo as variáveis do estudo (N = 2.321), Manaus, 2019

Variáveis	RP bruta (IC95%)	p-valor	RP ajustada (IC95%)	p-valor
Primeiro nível
Sexo		< 0,001		< 0,001
Masculino	1,00		1,00
Feminino	1,39 (1,24;1,56)		1,27 (1,13;1,43)
Faixa etária (anos)		< 0,001		< 0,001
18-24	1,00		1,00
25-34	1,06 (0,86;1,31)		1,10 (0,88;1,36)
35-44	1,25 (1,02;1,53)		1,26 (1,01;1,56)
45-59	1,79 (1,48;2,17)		1,78 (1,45;2,19)
≥ 60	2,17 (1,78;2,64)		1,85 (1,46;2,34)
Raça/cor da pele		0,746
Branca	1,00
Negra	1,03 (0,88;1,20)
Ocupação		< 0,001		0,057
Trabalho formal	1,00		1,00
Trabalho informal	1,27 (1,05;1,54)		1,06 (0,87;1,29)
Aposentado	2,11 (1,71;2,62)		1,29 (1,02;1,64)
Estudante/dona de casa	0,91 (0,64;1,29)		1,02 (0,70;1,48)
Desempregado	1,47 (1,23;1,77)		1,23 (1,02;1,49)
Classificação econômica		< 0,001		0,600
A/B	1,00		1,00
C	1,13 (0,93;1,38)		0,99 (0,81;1,20)
D/E	1,40 (1,15;1,71)		1,05 (0,85;1,29)
Escolaridade		< 0,001		< 0,001
Ensino superior ou acima	1,00		1,00
Ensino médio	1,05 (0,79;1,37)		1,05 (0,80;1,38)
Ensino fundamental	1,34 (1,01;1,79)		1,34 (1,00;1,79)
Menos que fundamental	1,84 (1,40;2,42)		1,45 (1,09;1,92)
Religião		0,085		0,060
Católico	1,00		1,00
Evangélico	1,12 (0,99;1,26)		1,17 (1,04;1,31)
Outra	0,93 (0,71;1,21)		1,05 (0,81;1,37)
Nenhuma	0,90 (0,72;1,13)		1,14 (0,91;1,44)
Segundo nível
Insegurança alimentar		< 0,001		< 0,001
Ausente	1,00		1,00
Leve	1,24 (1,06;1,44)		1,22 (1,05;1,41)
Moderada	1,83 (1,55;2,16)		1,70 (1,45;1,99)
Severa	1,96 (1,68;2,30)		1,67 (1,43;1,95)
Composição corporal		0,001		0,067
Eutrofia	1,00		1,00
Sobrepeso	1,02 (0,90;1,17)		1,02 (0,90;1,16)
Obesidade	1,27 (1,11;1,45)		1,16 (1,01;1,32)
Terceiro nível
Nº de doenças crônicas		< 0,001		< 0,001
0	1,00		1,00
1	1,79 (1,50;2,14)		1,71 (1,44;2,04)
≥ 2	3,46 (2,97;4,02)		2,90 (2,47;3,40)

Entre pessoas do sexo feminino, a autoavaliação de saúde ruim foi maior nas seguintes variáveis-categorias: idade de 45 a 59 (RP = 1,75; IC_95% 1,37;2,25) e 60 anos ou mais (RP = 1,83; IC_95% 1,39;2,42); evangélicas (RP = 1,26; IC_95% 1,09;1,46); com insegurança alimentar leve (RP = 1,33; IC_95% 1,09;1,62), moderada (RP = 1,74; IC_95% 1,40;2,15) e grave (RP = 1,87; IC_95% 1,52;2,30); e com uma (RP = 1,61; IC_95% 1,29;2,00) ou duas ou mais (RP = 2,37; IC_95% 1,94;2,89) doenças crônicas.

Entre as pessoas do sexo masculino, a autoavaliação de saúde ruim foi maior entre os que tinham idade entre 45 a 59 anos (RP = 1,75; IC_95% 1,23;2,50) e 60 anos ou mais (RP = 1,78; IC_95% 1,17;2,71); aposentados (RP = 1,42; IC_95% 1,01;2,02); sem instrução formal (RP = 1,94; IC_95% 1,15;3,29); com insegurança alimentar moderada (RP = 1,69; IC_95% 1,31;2,18) e grave (RP = 1,44; IC_95% 1,10;1,87); e com uma (RP = 1,80; IC_95% 1,36;2,39) ou duas ou mais (RP = 3,84; IC_95% 2,97;4,90) doenças crônicas (Tabela 3).

Tabela 3
Razões de prevalências (RPs) brutas e ajustadas e intervalos de confiança de 95% (IC_95%) de autoavaliação de saúde ruim, segundo as variáveis do estudo, de acordo com o sexo, Manaus, 2019

Variáveis	Sexo feminino (N = 1,233)				Sexo masculino (N = 1,088)
	RP bruta (IC95%)	p-valor	RP ajustada (IC95%)	p-valor	RP bruta (IC95%)	p-valor	RP ajustada (IC95%)	p-valor
Primeiro nível
Faixa etária (anos)		< 0,001		< 0,001		< 0,001		0,005
18-24	1,00		1,00		1,00		1,00
25-34	1,01 (0,79;1,31)		1,04 (0,80;1,35)		1,13 (0,78;1,63)		1,16 (0,79;1,69)
35-44	1,08 (0,84;1,39)		1,13 (0,86;1,47)		1,51 (1,07;2,13)		1,45 (1,00;2,10)
45-59	1,66 (1,33;2,08)		1,75 (1,37;2,25)		1,97 (1,42;2,75)		1,75 (1,23;2,50)
≥ 60	1,88 (1,48;2,39)		1,83 (1,39;2,42)		2,57 (1,82;3,63)		1,78 (1,17;2,71)
Raça/cor da pele		0,688				0,513
Branca	1,00		1,00		1,00		1,00
Negra	0,96 (0,80;1,16)				1,09 (0,84;1,42)
Ocupação		0,002		0,339		< 0,001
Trabalho formal	1,00		1,00		1,00		1,00	0,127
Trabalho informal	1,26 (0,94;1,71)		1,06 (0,78;1,44)		1,22 (0,94;1,57)		1,03 (0,80;1,34)
Aposentado	1,82 (1,31;2,53)		1,18 (0,83;1,68)		2,25 (1,70;2,98)		1,42 (1,01;2,02)
Estudante/dona de casa	1,03 (0,67;1,59)		1,19 (0,75;1,88)		0,60 (0,31;1,18)		0,76 (0,37;1,53)
Desempregado	1,36 (1,03;1,79)		1,24 (0,93;1,64)		1,23 (0,93;1,62)		1,21 (0,92;1,60)
Classificação econômica		0,037		0,722		0,008		0,454
A/B	1,00		1,00		1,00		1,00
C	1,18 (0,90;1,54)		1,10 (0,84;1,44)		1,02 (0,76;1,37)		0,86 (0,64;1,16)
D/E	1,35 (1,03;1,77)		1,12 (0,85;1,49)		1,37 (1,01;1,85)		0,96 (0,70;1,31)
Escolaridade		< 0,001		0,010		< 0,001		0,002
Ensino superior ou acima	1,00		1,00		1,00		1,00
Ensino médio	1,01 (0,74;1,39)		0,96 (0,69;1,32)		1,19 (0,71;1,98)		1,25 (0,75;2,07)
Ensino fundamental	1,32 (0,95;1,84)		1,23 (0,88;1,72)		1,47 (0,86;2,52)		1,60 (0,93;2,74)
Menos que fundamental	1,61 (1,17;2,20)		1,23 (0,88;1,70)		2,38 (1,43;3,95)		1,94 (1,15;3,29)
Religião		0,067		0,016		0,887
Católico	1,00		1,00		1,00		1,00
Evangélico	1,18 (1,02;1,37)		1,26 (1,09;1,46)		0,94 (0,76;1,15)
Outra	1,01 (0,71;1,45)		1,08 (0,75;1,56)		0,89 (0,60;1,30)
Nenhuma	0,88 (0,64;1,21)		1,11 (0,80;1,54)		0,94 (0,68;1,30)
Segundo nível
Insegurança alimentar		< 0,001		< 0,001		< 0,001		< 0,001
Ausente	1,00		1,00		1,00		1,00
Leve	1,35 (1,09;1,65)		1,33 (1,09;1,62)		1,06 (0,84;1,34)		1,10 (0,88;1,38)
Moderada	1,87 (1,50;2,33)		1,74 (1,40;2,15)		1,68 (1,29;2,18)		1,69 (1,31;2,18)
Severa	2,14 (1,75;2,63)		1,87 (1,52;2,30)		1,57 (1,20;2,05)		1,44 (1,10;1,87)
Composição corporal		0,079		0,359		0,061		0,167
Eutrofia	1,00		1,00		1,00		1,00
Sobrepeso	0,99 (0,84;1,17)		0,99 (0,84;1,16)		1,09 (0,88;1,35)		1,04 (0,85;1,28)
Obesidade	1,17 (1,00;1,37)		1,10 (0,94;1,28)		1,32 (1,05;1,67)		1,24 (0,98;1,57)
Terceiro nível
Nº de doenças crônicas		< 0,001		< 0,001		< 0,001		< 0,001
0	1,00		1,00		1,00		1,00
1	1,67 (1,33;2,09)		1,61 (1,29;2,00)		1,90 (1,43;2,53)		1,80 (1,36;2,39)
≥ 2	2,75 (2,27;3,33)		2,37 (1,94;2,89)		4,44 (3,49;5,65)		3,84 (2,97;4,90)

Saúde autoavaliada como ruim foi maior no sexo feminino do que no masculino, em todos os níveis de insegurança alimentar, com maior probabilidade para pessoas do sexo feminino, mais jovens e idosas (Figura 2A). Pessoas do sexo feminino na idade de 60 anos ou mais, que praticam a religião evangélica, tiveram probabilidade de autoavaliação de saúde ruim maior que pessoas do sexo masculino na mesma faixa etária (Figura 2B).

Figura 2
Probabilidades de autoavaliação de saúde ruim entre adultos por faixa etária e sexo, segundo o nível de insegurança alimentar (A) e a religião (B), Manaus, 2019

DISCUSSÃO

A autoavaliação ruim de saúde atingiu um a cada três adultos em Manaus. Saúde autoavaliada como ruim foi maior entre o sexo feminino, pessoas idosas, aposentadas, que estavam desempregadas com menor nível de escolaridade, praticantes da religião evangélica, em todos os níveis de insegurança alimentar, e com duas ou mais doenças. Pessoas do sexo feminino de religião evangélica, com insegurança alimentar em todos os níveis e com doenças crônicas, tiveram pior autoavaliação de saúde. Entre o sexo masculino, a insegurança alimentar moderada e a presença de doenças crônicas aumentaram significativamente a percepção de saúde ruim.

A pesquisa baseou-se em informações autorreferidas, sujeitas a viés de informação. Viés recordatório também pode ter interferido na autoavaliação de saúde, uma vez que os participantes poderiam esquecer eventos negativos ocorridos ao longo do período. Fatores inerentes ao delineamento transversal também são limitantes, dada a impossibilidade de atestar causalidade e estabelecer relações temporais. A real magnitude da autoavaliação de saúde ruim na população pode estar super ou subestimada, em decorrência do viés de sobrevivência, pois indivíduos mais saudáveis têm maior sobrevida; e do viés de seleção, se considerada a possibilidade de indivíduos com estado de saúde ruim não se encontrarem em seus domicílios por conta dessa condição.

A autoavaliação de saúde é um indicador válido para medidas objetivas de saúde e um forte preditor de mortalidade,^1),(4 além de estar sujeita à influência de fatores culturais e sociais no entendimento de saúde.¹⁶ Os dados foram coletados em 2019 e podem não refletir o cenário de insegurança alimentar decorrente da pandemia de covid-19, em que se observou aumento da fome no país. A pesquisa contou com amostra probabilística, permitindo representatividade da população adulta de Manaus. No questionário, a pergunta sobre autoavaliação de saúde foi posicionada antes das questões sobre doenças crônicas, contribuindo para minimizar a influência da recordação dos problemas de saúde na avaliação do estado global da saúde.

A prevalência de autoavaliação de saúde ruim relatada neste estudo foi superior à nacional (34%), encontrada em trabalho realizado com dados da Pesquisa Nacional de Saúde (PNS) de 2013, que incluiu 59.758 adultos.⁷ A elevada prevalência de saúde ruim em Manaus é coerente com análise da Vigilância de Fatores de Risco e Proteção para Doenças Crônicas por Inquérito Telefônico (Vigitel) de 2011 a 2020, que observou média da prevalência de autoavaliação de saúde ruim de 3,9% na região Norte, 3,5% nas regiões Centro-Oeste e Nordeste, 3,0% no Sudeste e 2,9% no Sul do país.¹⁷ A referida análise mensurou a autoavaliação de saúde dicotomizada em boa (“muito boa”, “boa” e “regular”) e ruim (“ruim” e “muito ruim”).¹⁷ Análise nacional do Vigitel 2006 observou saúde ruim em 5,4% da população, seguindo a mesma categorização.¹⁸ Em 2020, seguindo dicotomização em boa (“muito boa” e “boa”) e ruim (“regular”, “ruim” e “muito ruim”),¹⁹ semelhantemente à adotada na presente pesquisa, o desfecho foi observado em 28,8% dos brasileiros. Tais mudanças na aferição podem explicar a variação nos resultados entre estudos.

A autoavaliação de saúde ruim e insegurança alimentar foram mais frequentes no sexo feminino do que no sexo masculino. As diferenças de sexo nesses desfechos são consistentes com dados nacionais e internacionais, revelando piores resultados entre as mulheres.^7),(20 Elas ocupam mais posições informais de trabalho, como o emprego doméstico e o autônomo, recebem salários menores que os homens, para os mesmos cargos e funções; entretanto, são as principais responsáveis pelos cuidados domésticos e com os filhos, além do trabalho, o que afeta sua saúde sobremaneira.²¹ A renda é o principal determinante da insegurança alimentar,²² e as iniquidades inerentes ao sexo, que as mulheres enfrentam, pioram esse desfecho. Frequentemente, elas são culpadas pela falta do alimento nos domicílios, assumindo-se como responsabilidade feminina o preparo da comida e a alimentação da família.²³

A insegurança alimentar, em todos os níveis, piorou a autoavaliação da saúde na população geral. Pessoas do sexo feminino com insegurança alimentar leve (incertezas quanto ao acesso a alimentos ou à qualidade da alimentação), moderada (insuficiência na quantidade de alimentos) e grave (privação alimentar e fome) tiveram pior autoavaliação de saúde. Entre o masculino, a insegurança alimentar moderada foi associada à pior autoavaliação de saúde. A deficiência nutricional causada pela insegurança alimentar aumenta o risco de obesidade e propicia o desenvolvimento de morbidades agudas e crônicas, piorando a qualidade de vida e a forma como se avalia o próprio estado de saúde.^24),(25

Autoavaliação de saúde ruim foi maior para idades acima de 35 anos, na população geral, e entre o sexo feminino e masculino a partir dos 45 anos. O aumento da idade é acompanhado por maior prevalência de comorbidades e incapacidades funcionais, o que pode explicar a relação com pior avaliação do próprio estado de saúde.

Menores níveis de escolaridade pioraram a autoavaliação de saúde na população geral e sexo masculino. Entre o feminino o nível de instrução não se associou à autoavaliação de saúde ruim. Análise da PNS 2013⁷ identificou gradiente de piora na autoavaliação da saúde dos 59.758 participantes com a diminuição da escolaridade, possivelmente explicado por menor acesso à informação, aos serviços de saúde e a melhores condições de vida.

Presença de doenças crônicas piorou a autoavaliação de saúde na população geral, e nos sexos masculino e feminino. As doenças crônicas são fatores preponderantes para o adoecimento e mortalidade da população. Análise da PNS 2013, que incluiu 11.697 idosos, encontrou maior multimorbidade entre mulheres, idade mais avançada e menor escolaridade.²⁶ Apesar de as mulheres terem maior prevalência de doenças crônicas,²⁷ o diagnóstico de ao menos uma doença crônica foi suficiente para piorar a autoavaliação do estado de saúde para ambos os sexos, no presente estudo.

A autoavaliação de saúde ruim foi mais frequente entre evangélicos na população geral e entre o sexo feminino. Não se observou associação entre a prática religiosa e piora da autoavaliação de saúde entre o sexo masculino, além do que, a maioria dos indivíduos que não praticavam nenhuma religião era masculina. Análise da PNS 2013 com 64.348 indivíduos observou que as mulheres buscam mais por atividades religiosas do que os homens.²⁷ Eventos negativos na vida, incluindo condição de saúde ruim e doenças existentes, podem impulsionar a prática religiosa.²⁸

Na população geral, a obesidade foi associada à pior autoavaliação de saúde, o que não foi observado nas análises separadas por sexo. A obesidade relaciona-se com presença de hipertensão, diabetes ou alguma doença crônica não transmissível.²⁹ Em outro estudo sobre dados da PNS 2013, realizado com 59.402 adultos, a chance de uma pessoa com obesidade ter uma autoavaliação de saúde ruim foi 1,3 vez maior do que a de uma pessoa sem essa condição.²⁹

Aposentadoria e desemprego pioraram a autoavaliação de saúde na população geral; entre o sexo masculino, somente a aposentadoria causou piora na avaliação da saúde; entre o sexo feminino, essas associações não ocorreram. A queda da renda familiar é determinante para desencadear transtornos mentais, como depressão e ansiedade, devido à preocupação com o próprio sustento e o da família, por exemplo.³⁰ O desemprego também foi associado à pior autoavaliação de saúde na PNS 2013, sendo considerado determinante para esse indicador.⁷

Em conclusão, a autoavaliação de saúde ruim ocorreu em aproximadamente quatro a cada dez adultos residentes em Manaus, e foi maior entre grupos socioeconomicamente vulneráveis. Políticas que garantam acesso e equidade a direitos básicos, incluindo alimentação saudável e mercado de trabalho com igualdade de direitos entre homens e mulheres, potencialmente diminuirão situações que levam à pior avaliação do estado de saúde observada entre manauaras.

REFERENCES

• ¹
  Han B, Phillips C, Ferrucci L, Bandeen-Roche K, Jylha M, Kasper J, et al. Change in self-rated health and mortality among community-dwelling disabled older women. Gerontologist. 2005;45(2):216-21. doi: 10.1093/geront/45.2.216.
  » https://doi.org/10.1093/geront/45.2.216
• ²
  Jylhä M. What is self-rated health and why does it predict mortality? Towards a unified conceptual model. Soc Sci Med. 2009;69(3):307-16. doi: 10.1016/j.socscimed.2009.05.013.
  » https://doi.org/10.1016/j.socscimed.2009.05.013
• ³
  Benyamini Y. Why does self-rated health predict mortality? An update on current knowledge and a research agenda for psychologists. Psychol Health. 2011;26(11):1407-13. doi: 10.1080/08870446.2011.621703.
  » https://doi.org/10.1080/08870446.2011.621703
• ⁴
  DeSalvo KB, Bloser N, Reynolds K, He J, Muntner P. Mortality prediction with a single general self-rated health question. A meta-analysis. J Gen Intern Med. 2006;21(3):267-75. doi: 10.1111/j.1525-1497.2005.00291.x.
  » https://doi.org/10.1111/j.1525-1497.2005.00291.x
• ⁵
  Kakarmath S, Denis V, Encinas-Martin M, Borgonovi F, Subramanian SV. Association between literacy and self-rated poor health in 33 high- and upper middle-income countries. Int J Public Health. 2018;63(2):213-22. doi: 10.1007/s00038-017-1037-7.
  » https://doi.org/10.1007/s00038-017-1037-7
• ⁶
  Cobo B, Cruz C, Dick PC. Gender and racial inequalities in the access to and the use of Brazilian health services. Cien Saude Colet. 2021;26(9):4021-32. doi: 10.1590/1413-81232021269.05732021.
  » https://doi.org/10.1590/1413-81232021269.05732021
• ⁷
  Sousa JL, Alencar GP, Antunes JLF, Silva ZP. Marcadores de desigualdade na autoavaliação da saúde de adultos no Brasil, segundo o sexo Cad Saude Publica. 2020;36(5):e00230318. doi: 10.1590/0102-311x00230318.
  » https://doi.org/10.1590/0102-311x00230318
• ⁸
  Murendo C, Murenje G. Decomposing gender inequalities in self-assessed health status in Liberia. Glob Health Action. 2018;11(Supp3):1603515. doi: 10.1080/16549716.2019.1603515.
  » https://doi.org/10.1080/16549716.2019.1603515
• ⁹
  Silva MT, Nunes BP, Galvao TF. Use of health services by adults in Manaus, 2019: Protocol of a population-based survey. Medicine (Baltimore). 2019;98(21):e15769. doi: 10.1097/MD.0000000000015769.
  » https://doi.org/10.1097/MD.0000000000015769
• ¹⁰
  Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. População estimada: estimativas da população residente com data de referência 1o de julho de 2021. Rio de Janeiro: Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística; 2021.
• ¹¹
  Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Censo Demográfico 2010. Rio de Janeiro: Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística; 2010.
• ¹²
  Carvalho RES, Poblacion A, Gouveia AVDS, Correia MEG, Segall-Corrêa AM, Cook J, et al. Validade do instrumento para triagem de domicílios em risco de insegurança alimentar em diversos estratos da população brasileira. Cad Saude Publica. 2022;38(7):e00239521. doi: 10.1590/0102-311XPT239521.
  » https://doi.org/10.1590/0102-311XPT239521
• ¹³
  Associação Brasileira de Empresas de Pesquisa. Critérios Brasileiros de Classificação Econômica 2018. São Paulo: Associação Brasileira de Empresas de Pesquisa; 2018.
• ¹⁴
  Silva MT, Galvão TF. Use of health services among adults living in Manaus Metropolitan Region, Brazil: population-based survey, 2015. Epidemiol Serv Saude. 2017;26(4):725-34. doi: 10.5123/S1679-49742017000400005.
  » https://doi.org/10.5123/S1679-49742017000400005
• ¹⁵
  Victora CG, Huttly SR, Fuchs SC, Olinto MT. The role of conceptual frameworks in epidemiological analysis: a hierarchical approach. Int J Epidemiol. 1997;26(1):224-7. doi: 10.1093/ije/26.1.224.
  » https://doi.org/10.1093/ije/26.1.224
• ¹⁶
  Franks P, Gold MR, Fiscella K. Sociodemographics, self-rated health, and mortality in the US. Soc Sci Med . 2003;56(12):2505-14. doi: 10.1016/s0277-9536(02)00281-2.
  » https://doi.org/10.1016/s0277-9536(02)00281-2
• ¹⁷
  Rocha FC, Palmeira CS, Macedo TTS, Varela CDS. Autoavaliação negativa do estado de saúde entre adultos no Brasil. REVISA. 2023;12(1):112-23.
• ¹⁸
  Barros MBA, Zanchetta LM, Moura EC, Malta DC. Auto-avaliação da saúde e fatores associados, Brasil, 2006. Rev Saude Publica 2009;43(Supl 2):27-37.
• ¹⁹
  Duarte LS, Kurihayashi AY, Ribeiro AB, Moraes MA, Shirassu MM. Associação entre autopercepção de saúde, marcadores de alimentação e estado nutricional: Inquérito Vigitel do estado de São Paulo. BEPA Bol Epidemiol Paul. 2022;19(218):1-23.
• ²⁰
  Willerth M, Ahmed T, Phillips SP, Pérez-Zepeda MU, Zunzunegui MV, Auais M. The relationship between gender roles and self-rated health: a perspective from an international study. Arch Gerontol Geriatr. 2020;87:103994. doi: 10.1016/j.archger.2019.103994.
  » https://doi.org/10.1016/j.archger.2019.103994
• ²¹
  Silva Filho LA, Queiroz SN, Clementino MLM. Mercado de trabalho nas regiões metropolitanas brasileiras. Mercator (Fortaleza) 2016;15:37-54. doi: 10.4215/RM2016.1502.0003.
  » https://doi.org/10.4215/RM2016.1502.0003
• ²²
  Broussard NH. What explains gender differences in food insecurity? Food Policy 2019;83:180-94. doi: 10.1016/j.foodpol.2019.01.003.
  » https://doi.org/10.1016/j.foodpol.2019.01.003
• ²³
  Martin MA, Lippert AM. Feeding her children, but risking her health: the intersection of gender, household food insecurity and obesity. Soc Sci Med . 2012;74(11):1754-64. doi: 10.1016/j.socscimed.2011.11.013.
  » https://doi.org/10.1016/j.socscimed.2011.11.013
• ²⁴
  Brown AGM, Esposito LE, Fisher RA, Nicastro HL, Tabor DC, Walker JR. Food insecurity and obesity: research gaps, opportunities, and challenges. Transl Behav Med. 2019;9(5):980-7. doi: 10.1093/tbm/ibz117.
  » https://doi.org/10.1093/tbm/ibz117
• ²⁵
  Leung CW, Kullgren JT, Malani PN, Singer DC, Kirch M, Solway E, et al. Food insecurity is associated with multiple chronic conditions and physical health status among older US adults. Prev Med Rep. 2020;20:101211. doi: 10.1016/j.pmedr.2020.101211.
  » https://doi.org/10.1016/j.pmedr.2020.101211
• ²⁶
  Melo LA, Lima KC. Prevalência e fatores associados a multimorbidades em idosos brasileiros. Cien Saude Colet . 2020;25(10):3869-77. doi: 10.1590/1413-812320202510.34492018.
  » https://doi.org/10.1590/1413-812320202510.34492018
• ²⁷
  Tesser Junior ZC, Kovaleski DF, Boing AF. Perfil de quem participa de atividades em grupo no Brasil: uma análise com base nos dados da Pesquisa Nacional em Saúde 2013. Physis. 2022;32(1):e320104. doi: 10.1590/S0103-73312022320104.
  » https://doi.org/10.1590/S0103-73312022320104
• ²⁸
  Das A, Nairn S. Religious Attendance and physiological problems in late life. J Gerontol B Psychol Sci Soc Sci. 2016;71(2):291-308. doi: 10.1093/geronb/gbu089.
  » https://doi.org/10.1093/geronb/gbu089
• ²⁹
  Ferreira APS, Szwarcwald CL, Damacena GN. Prevalência e fatores associados da obesidade na população brasileira: estudo com dados aferidos da Pesquisa Nacional de Saúde, 2013. Rev Bras Epidemiol. 2019;22:e190024. doi: 10.1590/1980-549720190024.
  » https://doi.org/10.1590/1980-549720190024
• ³⁰
  Ridley M, Rao G, Schilbach F, Patel V. Poverty, depression, and anxiety: causal evidence and mechanisms. Science. 2020;370(6522):eaay0214. doi: 10.1126/science.aay0214.
  » https://doi.org/10.1126/science.aay0214

• TRABALHO ACADÊMICO ASSOCIADO

  Artigo derivado de dissertação de mestrado intitulada Autoavaliação de saúde de acordo com gênero e fatores associados em Manaus, 2019, defendida por Isabella Bagni Nakamura no Programa de Pós- -Graduação em Ciências Farmacêuticas, da Universidade Estadual de Campinas, em 14 de abril de 2023.

• FINANCIAMENTO

  Isabella Bagni Nakamura foi bolsista da Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (Capes)/Ministério da Educação (MEC): Processo n° 88887.713390/2022-00. O trabalho foi realizado com apoio da Capes/MEC - Código de Financiamento 001 - e financiado pelo Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq)/Ministério da Ciência, Tecnologia e Inovações (MCTI), por meio dos processos no 404990/2013-4 e no 448093/2014-6. Taís Freire Galvão recebe bolsa de produtividade em pesquisa do CNPq/MCTI: Processo no 310238/2020-0.

Tabela Suplementar 1

- Características dos participantes e prevalência de autoavaliação de saúde ruim estratificada pelo sexo, Manaus, 2019

Tabela Suplementar
1 - Características dos participantes e prevalência de autoavaliação de saúde ruim estratificada pelo sexo, Manaus, 2019

Variáveis	Sexo feminino (N = 1,233)			Sexo masculino (N = 1,088)
	Total n (%)	Saúde ruim n (%)	p-valor	Total n (%)	Saúde ruim n (%)	p-valor
Faixa etária (anos)			< 0,001			< 0,001
18-24	213 (18,5)	68 (31,9)		192 (20,1)	37 (19,3)
25-34	306 (24,8)	99 (32,4)		280 (25,5)	61 (21,8)
35-44	295 (22,9)	102 (34,6)		258 (22,8)	75 (29,1)
45-59	279 (21,2)	148 (53,1)		247 (21,1)	94 (38,1)
≥ 60	140 (12,6)	84 (60,0)		111 (10,5)	55 (49,6)
Raça/cor da pele			0,691			0,507
Branca	174 (14,1)	73 (42,0)		175 (16,1)	48 (27,2)
Negra	1,059 (85,9)	428 (40,4)		913 (83,9)	274 (29,7)
Ocupação			0,003			< 0,001
Trabalho formal	126 (10,0)	39 (30,9)		293 (26,6)	71 (24,2)
Trabalho informal	268 (21,3)	105 (39,1)		393 (35,5)	117 (29,5)
Aposentado	76 (6,5)	43 (56,2)		86 (7,9)	47 (54,6)
Estudante/dona de casa	69 (5,9)	22 (31,8)		55 (5,6)	8 (14,5)
Desempregado	694 (56,3)	292 (42,1)		261 (24,4)	79 (29,8)
Classificação econômica			0,033			0,009
A/B	126 (10,2)	42 (33,2)		156 (14,4)	41 (26,0)
C	651 (52,9)	255 (39,2)		593 (54,4)	159 (26,5)
D/E	456 (36,9)	204 (44,9)		339 (31,2)	122 (35,6)
Escolaridade			< 0,001			< 0,001
Ensino superior ou acima	87 (7,0)	29 (33,3)		66 (5,9)	13 (19,5)
Ensino médio	605 (48,8)	205 (33,8)		566 (52,2)	133 (23,1)
Ensino fundamental	230 (18,9)	101 (44,0)		202 (18,9)	58 (28,6)
Menos que fundamental	311 (25,3)	166 (53,5)		254 (23,0)	118 (46,3)
Religião			0,059			0,887
Católica	454 (36,8)	170 (37,5)		477 (43,4)	147 (30,5)
Evangélica	636 (51,6)	281 (44,2)		418 (38,6)	120 (28,6)
Outra	56 (4,5)	21 (38,1)		81 (7,4)	22 (27,0)
Nenhuma	87 (7,1)	29 (33,0)		112 (10,6)	33 (28,7)
Insegurança alimentara			< 0,001			< 0,001
Ausente	345 (28,2)	95 (27,8)		432 (39,9)	109 (25,0)
Leve	484 (39,3)	181 (37,4)		390 (35,9)	105 (26,5)
Moderada	191 (15,5)	99 (52,0)		128 (11,8)	54 (42,0)
Severa	211 (17,0)	126 (59,6)		134 (12,4)	53 (39,2)
Composição corporal			0,089			0,068
Eutrofia	499 (41,0)	194 (39,0)		472 (44,3)	128 (26,8)
Sobrepeso	392 (31,6)	151 (38,5)		400 (36,2)	118 (29,1)
Obesidade	342 (27,4)	156 (45,7)		216 (19,5)	76 (35,4)
Nº de doenças crônicas			< 0,001			< 0,001
0	433 (35,3)	96 (22,3)		488 (45,4)	68 (13,9)
1	349 (28,2)	129 (37,1)		333 (30,5)	89 (26,5)
≥ 2	451 (36,5)	276 (61,2)		267 (2)	165 (61,8)

• a) Dado faltante para 2 participantes do sexo feminino e 4 do sexo masculino.

Editado por

Editora associada:

Amanda Coutinho de Souza - https://orcid.org/0000-0002-6362-8220

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  22 Jan 2024
• Data do Fascículo
  2024

Histórico

• Recebido
  10 Abr 2023
• Aceito
  25 Out 2023