Sobrepeso en hombres y mujeres residentes en zonas urbanas: factores individuales y contexto socioeconómico

Cad Saude Publica Cadernos de Saúde Pública Cad. Saúde Pública 0102-311X 1678-4464 Escola Nacional de Saúde Pública Sergio Arouca, Fundação Oswaldo Cruz Resumen El presente estudio se propuso evaluar los factores asociados con el sobrepeso en los adultos que viven en zonas urbanas, utilizando los ingresos de la circunscripción censal como variable de contexto. La encuesta evaluó los individuos de dos distritos de salud de Belo Horizonte, Minas Gerais, Brasil. El exceso de peso se determinó mediante el índice de masa corporal > 25kg/m2. Se utilizó la regresión logística multinivel. La muestra está formada por 2.935 individuos de 20 a 60 años de edad. La prevalencia de sobrepeso fue de un 52,3% (IC95%: 49,9-54,8), similar entre hombres y mujeres. Mientras que la escolarización ha demostrado tener un efecto protector contra el sobrepeso en las mujeres, en el caso sólo de los hombres, sí mostro riesgo asociado, pese a que vivieran en las circunscripciones censales con ingresos más altos. El consumo de refrescos dietéticos se asoció positivamente con el sobrepeso en ambos sexos. La ocurrencia de este evento parece estar influida por diferentes factores o se interrelacionan de manera diferente en hombres y mujeres. Introduction Obesity is an important public health problem, as it is related to the development and progression of other chronic diseases, including cardiovascular conditions, diabetes, musculoskeletal disorders and some types of cancer. Its prevalence has grown in both, developing and developed countries 1,2,3,4. The results of the Household Budgets Survey, carried out in 2008-2009, reveal that half of the Brazilian population is overweight. In men, overweight and obesity were more frequent in urban areas, whereas these differences, in terms of location of residence, were less striking for women 5. It is known that obesity is a result of different factors that seem to include interactions between genetic susceptibility and environmental stimulation 6. From the perspective of physiology, weight gain occurs when the energy balance is positive, this means, when calorie intake is higher than calories burned. In addition to genetic and metabolic factors, characteristics of the environment where people live have been ascribed as playing a relevant role in the etiology of chronic diseases, since they can influence life habits, healthy or not 7. The main proximal determinants – food intake and physical activity – are influenced by other factors, such as family and neighborhood, which, in turn, may determine access and individual preferences 8. It is to be mentioned that the socioeconomic level of the neighborhood has been considered one of the factors related to obesity epidemics. Studies have reported that subjects residing in more socioeconomically deprived neighborhoods have less availability and access to healthy food, and little chance to practice physical activities 9,10,11. Furthermore, it is known that overweight is also influenced by socioeconomic status, in addition to sex and age 8. In developed countries, obesity is inversely associated to socioeconomic status among women, and less consistently among men, whereas in developing countries there is a direct association 12, despite the fact that the possible mechanisms through which these differences occur are not clear. In Brazil, most studies that investigated overweight have focused only on features related to individuals, which is not enough to explain obesity epidemics at a population level. Therefore, the present study attempted to assess factors related to overweight in adult residents of urban areas, considering the income of the census tracts as a context variable. Knowing the determinants that play a role in the overweight of women and men is an important step for the development of more effective strategies in the prevention/reversal of this established epidemic. Methods Study and sample design This study is part of an investigation called The BH Health Study, in which 4,048 individuals residing in 149 census areas of two (Oeste and Barreiro) out of nine health districts of the city of Belo Horizonte, Minas Gerais State, Brazil. The subjects were selected because they represented intra-urban inequalities of the city of Belo Horizonte in terms of demographic, socioeconomic, and health indicators that are proxies of the health inequalities of the population. The survey was originally carried out with residents aged 18 and over, with the purpose of investigating the social determinants of health, and characterizing the way of living, lifestyle and healthy habits. According to a detailed description by Ferreira et al. 13, the sampling process used was the three-stage composite (drawing of census tract within the health district; drawing of household, and drawing of an individual from the household). For this analysis, adult individuals aged 20 to 60 years of both sexes were selected (n = 3,129). Data collection Data were collected in 2008 and 2009, after training for the interview, anthropometry, and conducting a pilot study to test the applicability of the instruments and fieldwork logistics. The study questionnaire included the following modules: information about the household, habits and behavior, sociodemographic data, social and health determinants. After completion of the questionnaire, the subjects’ weight, height and waist circumference were measured according to standardized techniques. The instruments used were a Tanita BC-553 scale (Tanita Corporation of America Inc., Arlington Heights, United States), WCS/Wood Compact mobile stadiometer (Cardiomed), and inelastic measuring tape 13,14. Description of the variables The dependent variable, overweight, was defined according to the body mass index (BMI = weight/height2 in kg/m2), being classified as “eutrophic” (BMI ranging from 18.5 and 25.0kg/m2), and “overweight” (BMI above 25.0kg/m2), in accordance to values proposed by the World Health Organization (WHO) 15. The independent variables were grouped in sociodemographic and behavioral variables, and health self-assessment. The evaluation included sex (male and female), age, marital status (with or without a spouse), schooling (0 to 4; 5 to 8; 9 to 12; and more than 12 years of school education), family income (in multiples of the minimum wage: up to 2; between 2 and 5; and more than 5), smoking habits (non-smoker, former smoker, smoker), alcohol consumption (never or very seldom drinks alcoholic beverages; drinks alcoholic beverages once or twice a week; drinks alcoholic beverages 3 to 7 times a week), food intake: meat fat and chicken skin (eat or not); beans (less than 5 or between 5 and 7 times a week); milk (does not drink, drinks whole milk, or drinks reduced-fat or fat-free milk); fruits and vegetables consumption (less than 5 or between 5 and 7 times a week); soft drinks (does not drink, drinks the regular one/any kind, or drinks the diet kind – referred as light, diet or sugar-free), and habit of sweetening drinks (does not sweeten/uses artificial sweetener or uses sugar /sugar and artíficial sweetener), leisure-time physical activity (active or inactive, considering 150 minutes/week of mild, moderate, or strenuous activities, according to the WHO 16), and health self-assessment (very good to good; fair, and poor to very poor). The context variable, income of the census tracts, classified in terciles, was obtained from the ratio between the total nominal monthly income of permanent private households and the total population of each census tract, both information available from the 2010 census 17. Data analysis Overweight prevalence and 95% confidence interval (95%CI) were estimated according to individual and context variables, stratified per sex. The association was ascertained using Pearson’s chi-square test (χ2). All variables with p-value p ≤ 0.20 were considered pertinent to be included in the multivariate model. For the selection of variables, the stepwise backward procedure was used, and in the final multivariate model variables with p-value < 0.05 remained, with the exception of age and census tract income, that were considered relevant for the outcome. Multilevel logistic regression was used (level 1: individual variables; level 2: census tract income variable), using a random-intercept, fixed effect model with logit function to calculate odds ratios (OR) and 95%CI. The Akaike information criterion (AIC) was used for model comparison. All analyses were made with the use of the software Stata, version 12 (StataCorp LP, College Station, United States). The complexity of the sample design was considered in all analyses. This study was approved by the Ethics in Research Committee, School of Medicine, Federal University of Minas Gerais (ETIC 253/06). All the interviewees were informed about the objectives of the research and signed the Informed Consent Form, agreeing in participating of the study. Results From the total of 3,129 subjects with age ranging from 20 and 60 years, 47 were excluded for lack of anthropometric measurements, and 98 for presenting BMI values lower than 18.5kg/m2. In addition, 49 residents in two of the 149 census tracts were also excluded for lack of information on per capita income. Thus, the final sample of this study included 2,935 residents. Of these, 52.3% were females. The mean age for women was of 38.3 years (±11.5), and for man, 37.3 years (±11,4). Global prevalence for overweight was of 52.3% (95%CI: 49.9-54.8), being similar between men and women, of respectively 52.9% (95%CI: 49.5-56.2) and 51.8% (95%CI: 48.2-55.4) (p = 0.69). In the univariate analysis, all variables remained associated (p ≤ 0.20), except alcohol intake for both sexes, and intake of fats, fruits and vegetables consumption greens and vegetables, smoking, family income, and census tract income for women (Tables 1 and 2). Table 1 Univariate analysis between overweight and sociodemographic variables in adults age 20 to 60 years in two health districts of Belo Horizonte, Minas Gerais State, Brazil. The BH Health Study, 2008-2009. Variables Men Women n Prevalence 95%CI p-value n Prevalence 95%CI p-value Age (years) 20-29 333 38.2 31.4-45.0 < 0.001 * 387 31.2 24.4-37.9 < 0.001 * 30-39 304 58.5 51.2-65.8 434 54.4 48.9-59.8 40-49 306 55.3 47.7-62.8 458 58.7 52.4-64.9 50-60 277 66.8 59.5-74.0 436 69.3 63.1-75.5 Marital status Whithout a spouse 485 42.6 36.9-48.3 < 0.001 * 789 45.3 40.5-50.1 < 0.001 * With a spouse 735 61.6 57.0-66.2 926 57.4 52.6-62.3 Schooling (years) 0-4 205 53.8 45.8-61.9 0.081 361 70.0 64.4-75.6 < 0.001 * 5-8 301 50.0 42.9-57.2 412 59.0 52.8-65.2 9-12 477 49.0 42.5-55.4 625 46.8 40.3-53.3 > 12 237 61.2 53.5-68.9 315 40.4 33.9-46.8 Family income (multiples of minimum wage) ≤ 2 219 42.6 33.5-51.7 0.005 * 492 55.1 49.0-61.1 0.556 > 2 and ≤ 5 591 50.7 45.7-55.7 771 50.9 46.1-55.7 > 5 386 59.8 54.0-65.6 415 50.9 44.3-57.6 Census tract income 1st.tercile 464 44.7 39.1-50.2 0.003 * 635 52.2 45.6-58.9 0.739 2nd.tercile 407 56.0 50.1-61.8 613 53.3 48.4-58.1 3rd.tercile 349 57.9 52.1-63.7 467 49.9 42.8-57.0 95%CI: 95% confidence interval. * Pearson’s chi-square test significant at 5%. Table 2 Univariate analysis between overweight and behavioral variables and health self-assessment in adults age 20 to 60 years, in two health districts of Belo Horizonte, Minas Gerais State, Brazil. The BH Health Study, 2008-2009. Variables Men Women N Prevalence 95%CI p-value n Prevalence 95%CI p-value Smoking No 609 53.1 47.9-58.2 < 0.001 * 1.066 49.9 45.6-54.3 0.207 Former smoker 323 63.8 56.5-71.0 350 56.3 49.3-63.3 Smoker 288 40.9 33.3-48.5 299 54.8 47.0-62.5 Alcohol intake Never/seldom 641 51.6 45.7-57.5 0.388 1.323 53.1 49.2-57.0 0.237 1-2 days a week 400 56.2 49.4-63.1 333 49.5 41.0-57.9 3-7 days a week 179 47.7 38.2-57.2 59 38.3 21.5-55.0 Intake of fat Does not eat 664 56.3 50.7-61.9 0.113 1.163 51.1 46.8-55.5 0.503 Eats 508 50.1 45.3-54.8 427 53.3 48.0-58.7 Beans Up to 5 days a week 103 62.4 48.1-76.7 0.198 329 46.6 38.7-54.5 0.119 5-7 days a week 1,117 52.0 48.2-55.7 1.386 53.1 49.3-56.9 Milk Does not drink 369 46.6 39.9-53.3 0.029 * 547 53.4 47.1-59.6 0.048 * Drinks whole milk 733 53.7 48.9-58.5 892 48.2 43.1-53.3 Drinks reduced fat/ fat-free milk 118 64.4 53.8-75.0 275 60.3 51.9-68.7 Fruits and vegetables consumption Up to 5 days a week 723 48.4 43.7-52.9 0.008 * 794 51.3 46.4-56.2 0.760 5-7 days a week 497 58.8 53.2-64.4 921 52.3 47.6-57.0 Intake of soft drink Does not drink 96 55.6 41.8-69.5 < 0.001 * 233 47.0 37.8-56.2 0.073 Drinks the regular one/all kinds 1,015 48.9 45.3-52.6 1244 50.9 47.0-54.7 Drinks diet/light/sugar-free 108 82.7 73.9-91.6 235 61.3 51.3-71.4 Form of sweetening Uses sugar and others 1,057 49.2 45.3-53.0 < 0.001 * 1.380 49.8 46.2-53.3 0.039 * Does not sweeten and/or uses sweetener 163 71.2 62.1-80.2 335 59.6 50.6-68.5 Leisure-time physical activity Inactive 770 56.7 52.2-61.2 0.060 1.240 53.5 49.4-57.7 0.124 Active 373 47.7 40.2-55.3 364 46.9 39.3-54.5 Health self-assessment Very good/Good 895 49.9 45.9-53.9 0.003 * 1.124 44.7 40.3-49.1 < 0.001 * Fair 268 61.1 53.4-68.8 490 64.8 58.2-71.4 Poor/Very poor 57 70.5 56.8-84.3 100 80.2 70.9-89.6 95%CI: 95% confidence interval. * Pearson’s chi-square test significant at 5%. In the final model adjusted for females, reporting of soft drink intake was positively associated to overweight, regardless of the type of soft drink consumed. Women who reported drinking all types of soft drinks or the regular kind had a chance 1.65 higher of presenting overweight /obesity, and this chance increased to 2.64 among those who reported drinking diet soft drinks. Increase in age (OR = 1.04; 95%CI: 1.03-1.06), with a spouse (OR = 1.38; 95%CI: 1.05-1.82), and health self-assessment rated as fair (OR = 1.79; 95%CI: 1.25-2.57), or poor/very poor (OR = 3.93; 95%CI: 1.78-8.67), and reporting of not sweetening or using an artificial sweetener (OR = 1.61; 95%CI: 1.06-2.46) increased the chance of being overweight. Schooling (between 9 and 12 years of school education: OR = 0.65; 95%CI: 0.43-0.99; more than 12 years: OR = 0.44; 95%CI: 0.27-0.71) was inversely associated with overweight (Table 3). Table 3 Multivariate analysis between overweight and sociodemographic and behavioral variables, and health self-assessment in female adults, age 20 to 60 years in two health districts of Belo Horizonte, Minas Gerais State, Brazil. The BH Health Study, 2008-2009. Variables Model 1 * Model 2 ** OR 95%CI p-value OR 95%CI p-value Age 1.05 1.03-1.06 < 0.001 1.04 1.03-1.06 < 0.001 Marital status Whithout a spouse 1.00 - 1.00 - With a spouse 1.38 1.04-1.82 0.024 1.38 1.05-1.82 0.023 Schooling (years) 0-4 1.00 - 1.00 - 5-8 0.82 0.57-1.18 0.287 0.81 0.55-1.19 0.281 9-12 0.66 0.44-0.99 0.045 0.65 0.43-0.99 0.047 > 12 0.45 0.29-0.70 < 0.001 0.44 0.27-0.71 0.001 Form of sweetening Uses sugar and others 1.00 - 1.00 - Does not sweeten and/or uses sweetener 1.61 1.06-2.46 0.026 1.61 1.06-2.46 0.027 Health self-assessment Very good/Good 1.00 - 1.00 - Fair 1.79 1.25-2.56 0.002 1.79 1.25-2.57 0.002 Poor/Very poor 3.91 1.78-8.56 0.001 3.93 1.78-8.67 0.001 Intake of soft drink Does not drink 1.00 - 1.00 - Drinks the regular one/all kinds 1.65 1.03-2.65 0.038 1.65 1.03-2.65 0.038 Drinks diet/light/sugar-free 2.64 1.39-5.03 0.003 2.64 1.39-5.01 0.003 Census tract income 1st.tercile 1.00 - 2nd.tercile 1.08 0.73-1.57 0.710 3rd.tercile 1.07 0.68-1.68 0.770 Variance (covariance) 0.348 (0.113) 0.346 (0.113) AIC 2015.19 2019.02 95%CI: 95% confidence interval; AIC: Akaike information criterion; OR: odds ratio. * Model 1: individual variables-adjusted model; ** Modelo 2: individual and context variables-adjusted model. For males, in the adjusted final model, the following remained associated with overweight: drinking of diet soft drink (OR = 3.16; 95%CI: 1.15-8.71), living with a spouse (OR = 1.94; 95%CI: 1.28-2.95), health self-assessment rated poor/very poor (OR = 2.21; 95%CI: 1.05-4.66), schooling (more than 12 years of school education: OR = 2.23; 95%CI: 1.08-4.58), smoking (smoker: OR = 0.49; 95%CI: 0.31-0.76) and leisure-time physical activity (being active: OR = 0.55; 95%CI: 0.36-0.83) (Table 4). Table 4 Multivariate analysis between overweight and sociodemographic and behavioral variables and health self-assessment in male adults, age 20 to 60 years in two health districts of Belo Horizonte, Minas Gerais State, Brazil. The BH Health Study, 2008-2009. Variables Model 1 Model 2 OR 95%CI p-value OR 95%CI p-value Age 1.02 1.00-1.04 0.048 1.02 1.00-1.04 0.084 Marital status Without a spouse 1.00 - 1.00 - With spouse 1.93 1.27-2.95 0.002 1.94 1.28-2.95 0.002 Schooling (years) 0-4 1.00 - 1.00 - 5-8 1.25 0.76-2.07 0.384 1.18 0.71-1.96 0.524 9-12 1.58 0.94-2.65 0.085 1.39 0.82-2.34 0.220 > 12 2.86 1.46-5.59 0.002 2.23 1.08-4.58 0.030 Smoking No 1.00 - 1.00 - Former smoker 1.51 0.97-2.35 0.065 1.49 0.96-2.29 0.074 Smoker 0.51 0.33-0.80 0.003 0.49 0.31-0.76 0.002 Leisure-time physical activity Inactive 1.00 - 1.00 - Active 0.56 0.37-0.87 0.009 0.55 0.36-0.83 0.004 Health self-assessment Very good/Good 1.00 - 1.00 - Fair 1.44 0.92-2.26 0.111 1.47 0.94-2.28 0.089 Poor/Very poor 2.17 1.01-4.64 0.046 2.21 1.05-4.66 0.037 Intake of soft drink Does not drink 1.00 - 1.00 - Drinks the regular one/all kinds 0.68 0.33-1.41 0.301 0.70 0.35-1.41 0.317 Drinks diet/light/sugar-free 3.27 1.16-9.21 0.025 3.16 1.15-8.71 0.026 Census tract income 1st tercile 1.00 - 2nd tercile 1.69 1.18-2.43 0.004 3rd tercile 1.82 1.18-2.80 0.007 Variance (covariance) 0.256 (0.109) 0.209 (0.095) AIC 1737.85 1731.00 95%CI: 95% confidence interval; AIC: Akaike information criterion; OR: odds ratio. The context variable – census tract income – was statistically significant for the male model only (Table 4), in which subjects residing in tracts with higher per capita income terciles had higher chance of being overweight. The most parsimonious model for males was the one that included census tract income, whereas for females the best model was the one that included only individual variables. Discussion Overweight was prevalent in half of the adults residing in a urban area of Belo Horizonte, regardless of sex. While higher schooling was seen as a protective factor of overweight in women, and as a risk factor for men, residing in higher income census tracts was associated only for males. The reporting of drinking diet soft drinks was positively associated with overweight in both sexes. It is to be noted that the occurrence of overweight is similar to that observed by the Household Budgets Survey in 2008-2009 5, the same period of time that The BH Health Study was carried out. It is also similar to the findings of other national studies, that indicated that overweight affects about half of the population 18,19,20. These results may indicate the external validity of our investigation. The association between overweight and socioeconomic indicators was different between men and women in our study, in accordance with the current literature 19,21,22,23,24,25. In our investigation, schooling was protective for women and a risk factor for men, similarly to other studies. Census tract income was positively associated with overweight only for males. For them, the association of schooling and census tract income with overweight could be ascribed to their occupational activities. The majority of men with schooling of more than 12 years and residing in tracts with higher income terciles perform sedentary activity (72.9% and 54.6%, respectively) (data not shown). For women with higher schooling, possible explanations are stronger social pressures and more access to weight control and loss strategies, whether healthy or not 26,27,28. In the Brazilian literature, no studies have investigated overweight, individual and context factors at the same time. Regarding the association found between the reported drinking of diet soft drinks and overweight, the cross-sectional nature of the study does not allow a timeline to be established, as the possible determining factors and the outcome were evaluated simultaneously. However, recent prospective, experimental studies corroborate this finding 29,30,31,32,33,34 , and the possible unhealthy effects of diet soft drinks have been discussed, in addition to a lack of consensus on their safety to drink 35,36. This finding might have been influenced by reverse causality, since, once body overweight is diagnosed, the individual could have started caloric restriction methods in order to control morbidity. However, the association between drinking diet soft drinks and weight gain seems plausible, even though empirical data do not support these hypotheses universally. It has been suggested that excessive intake of other food or drinks may occur along with the intake of these diet soft drinks 37, through a mechanism called caloric compensation, this means, a person believes that due to the intake of some diet food they are allowed to have other food with more calories 31. This discussion is supported by findings of some authors, who observed that the intake of diet soft drinks is positively associated with the intake of highly caloric, unhealthy food that can cause overweight and obesity 38. In addition, the hypothesis that artificial sweeteners may increase craving for sweets and energy-dense foods 30,33,38,39,40,41 was raised. Therefore, the association, between diet soft drink intake and overweight seems plausible beyond reverse causality. Another possible explanation for this relation is social desirability and intentional falsehood, which occurs when individuals tend to report eating food publicized as healthy, when in fact they do not. This bias is frequently observed in population studies about food intake 42, particularly among women and overweight individuals 43,44,45, but found no grounds in our study, since we did not find an association in the reporting of fruits and vegetables consumption by overweight women (OR = 1.06; 95%CI: 0.82-1.38), which weakens this possibility. It is worth mentioning that, regardless of the hypotheses raised, the fact is that overweight individuals report the intake of diet soft drinks and other food. Considering the importance of this finding for public health, it is worth discussing here the possible consequences over this current behavior, particularly considering that these foods typically have higher amounts of sodium. Furthermore, a study recently published 46 found that the use of artificial sweeteners increased the risk of glucose intolerance in animals and in a small set of humans, with this alteration measured by the intestinal microbiota composition modulation and function. Thus, despite an intense marketing in the media for the use of diet products, caution is warranted, particularly by those individuals with high blood pressure and glucose-intolerance/diabetes, which are morbid conditions known to be related to overweight. In women, association was also made with the intake of non-diet soft drinks. There is no question that the high intake of beverages, particularly those sweetened with sugar, like soft drinks, has been considered by researchers as one of the possible factors associated with weight gain, in a number of countries and for different age groups, this being ascribed to their caloric content and their effect on satiety mechanisms. The potential mechanisms involved in the hypothesis that liquid food satiate less than solid food are the lack of mastication, less pronounced food-intake cephalic phase, and faster gastric voiding, leading individuals to a higher energy intake 47. Moreover, sweetened beverages present high glycemic index, causing a chronic state of hyperglicemia and hyperinsulinemia, with the consequent gain in weight and body fat 48. Other variables that remained associated with overweight in women, such as age and living with a spouse may be explained by metabolic and behavioral mechanisms, such as hormonal alterations, parity, a more sedentary lifestyle, and less intense physical activities. Living with a spouse was also associated with overweight in men 22,49,50. Smoking remained associated for men, and it seems that smokers would be less disposed to excessive weight gain, possibly due to the thermogenic effect of nicotine, that also suppresses the appetite 51,52. Conversely, the same association was not found in women. The protective effect of non-competitive physical activity, found only in men, may be explained by the intensity of the activities listed in The BH Health Study for each sex; women report practicing more activities such as stretching, aqua fitness and walking, whereas men prefer more strenuous exercises, such as running, weight workout, and cycling (data not shown). Health self-perception is how individuals assess their own health. This indicator seems to show that women are more careful with their own health and with prevention of diseases, as they reported their health as being fair, poor and very poor, while for men only the last two categories remained associated. Before drawing the final conclusions of this study, one should discuss its limitations. Being a cross-sectional study, any causal relation between exposure and outcome cannot be directly indentified or interpreted, as already discussed in regards to the association found between overweight and drinking of diet soft drinks and the use of sweeteners. As to the inference ability of the study for the city of Belo Horizonte, it should be stressed that the two districts investigated account for 24% of the city’s population 17 , and even though the collected sample do not necessarily reflect the city, the census tracts included allowed the city’s socioeconomic inequalities to be included. In addition, it is worth mentioning the limitations of the food-intake assessment, as measurements were based on a categorized, self-referred way, which is typical of population surveys. Despite the limitations, it is worth mentioning the strengths of the study. Besides the relative potentiality regarding the size of the sample, the survey was intended for a multilevel analysis, and the questionnaire presents questions of good reproducibility 13. In addition, the dependent variable of the study, overweight, used measured weight and height, which is another advantage of the study. Worthy of note is the fact that other population surveys use self-referred weight and height to calculate BMI and to define the nutritional state. In conclusion, this study helped to demonstrate that overweight-related factors were different between sexes, which indicate that this alteration of the nutritional state in men and women may be influenced by distinct factors, or may be inter-related in a different way. The findings contribute to a better understanding of the complex interaction among the overweight-related factors for both sexes, and may play an important role in the development of effective interventions, and in the expansion of obesity-control programs in urban centers, like Belo Horizonte. In regards to the intake of diet food, given the possible limitations of the study, and considering the somewhat scarce evidence in the literature, one recommends considering the Principle of Precaution, as this is an evitable or unnecessary exposure. According to this principle, the intake or use of any product or substance whose adverse effect is not completely clear, and the lack of scientific consensus that its exposure may be potentially hazardous leads to discouraging its use, except if there are specific conditions in which the risk-benefit ratio justifies the exposure 35. It is thus necessary that users seek professional guidance, and that health practitioners are knowledgeable enough to provide proper guidance on the use of such products. Furthermore, prospective studies, and studies that use other methodological approaches considering the frequency and quantity of sweetener consumption and diet food intake should be encouraged, particularly if one considers their popularity and the increasing consumption. Acknowledgments To all investigators of the Belo Horizonte Observatory for Urban Health who took part in The BH Health Study, and to the City Health Secretariat of Belo Horizonte for its support in data collection. Financial support was given by the Ministry of Health’s National Health Fund, Fapemig, CNPq and NIH/Fogarty International Center. Additional funding was provided by CNPq as a research grant to the author W. T. Caiaffa. References 1 1. World Health Organization. Obesity and overweight 2013. http://www.who.int/mediacentre/factsheets/fs311/en (accessed on Apr/2014). World Health Organization Obesity and overweight 2013 http://www.who.int/mediacentre/factsheets/fs311/en accessed on Apr/2014 2 2. Ogden CL, Carroll MD, Kit BK, Flegal KM. Prevalence of childhood and adult obesity in the United States, 2011-2012. JAMA 2014; 311:806-14. Ogden CL Carroll MD Kit BK Flegal KM Prevalence of childhood and adult obesity in the United States, 2011-2012 JAMA 2014 311 806 814 3 3. Popkin BM, Slining MM. New dynamics in global obesity facing low- and middle-income countries. Obes Rev 2013; 14 Suppl 2:11-20. Popkin BM Slining MM New dynamics in global obesity facing low- and middle-income countries Obes Rev 2013 14 Suppl 2 11 20 4 4. Robles B, Frost S, Moore L, Harris CV, Bradlyn AS, Kuo T. Overweight and obesity among low-income women in rural West Virginia and urban Los Angeles County. Prev Med; in press. Robles B Frost S Moore L Harris CV Bradlyn AS Kuo T Overweight and obesity among low-income women in rural West Virginia and urban Los Angeles County. Prev Med in press 5 5. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Pesquisa de Orçamentos Familiares – 2008-2009. Antropometria e estado nutricional de crianças, adolescentes e adultos no Brasil. Rio de Janeiro: Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística; 2010. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística Pesquisa de Orçamentos Familiares – 2008-2009. Antropometria e estado nutricional de crianças, adolescentes e adultos no Brasil Rio de Janeiro Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística 2010 6 6. Speakman JR, O’Rahilly S. Fat: an evolving issue. Dis Model Mech 2012; 5:569-73. Speakman JR O’Rahilly S. Fat: an evolving issue Dis Model Mech 2012 5 569 573 7 7. World Health Organization. The challenge of obesity in the WHO European Region and the strategies for response. Copenhagen: World Health Organization; 2007. World Health Organization The challenge of obesity in the WHO European Region and the strategies for response Copenhagen World Health Organization 2007 8 8. Vieira ACR, Sichieri R. Associação do status socioeconômico com obesidade. Physis (Rio J.) 2008; 18:415-26. Vieira ACR Sichieri R Associação do status socioeconômico com obesidade Physis (Rio J.) 2008 18 415 426 9 9. Bodor JN, Rice JC, Farley TA, Swalm CM, Rose D. The association between obesity and urban food environments. J Urban Health 2010; 87:771-81. Bodor JN Rice JC Farley TA Swalm CM Rose D The association between obesity and urban food environments J Urban Health 2010 87 771 781 10 10. Morland KB, Evenson KR. Obesity prevalence and the local food environment. Health Place 2009; 15:491-5. Morland KB Evenson KR Obesity prevalence and the local food environment Health Place 2009 15 491 495 11 11. Giskes K, van Lenthe F, Avendano-Pabon M, Brug J. A systematic review of environmental factors and obesogenic dietary intakes among adults: are we getting closer to understanding obesogenic environments? Obes Rev 2011; 12:e95-e106. Giskes K van Lenthe F Avendano-Pabon M Brug J A systematic review of environmental factors and obesogenic dietary intakes among adults: are we getting closer to understanding obesogenic environments? Obes Rev 2011 12 e95 e106 12 12. McLaren L. Socioeconomic status and obesity. Epidemiol Rev 2007; 29:29-48. McLaren L Socioeconomic status and obesity Epidemiol Rev 2007 29 29 48 13 13. Ferreira AD, Comini CC, Malta DC, Andrade ACS, Ramos CGC, Proietti FA, et al. Validity of data collected by telephone survey: a comparison of VIGITEL 2008 and ‘Saúde em Beagá’ survey. Rev Bras Epidemiol 2011; 14:16-30. Ferreira AD Comini CC Malta DC Andrade ACS Ramos CGC Proietti FA et al Validity of data collected by telephone survey: a comparison of VIGITEL 2008 and ‘Saúde em Beagá’ survey Rev Bras Epidemiol 2011 14 16 30 14 14. Camargos VP, César CC, Caiaffa WT, Xavier CC, Proietti FA. Imputação múltipla e análise de casos completos em modelos de regressão logística: uma avaliação prática do impacto das perdas em covariáveis. Cad Saúde Pública 2011; 27:2299-313. Camargos VP César CC Caiaffa WT Xavier CC Proietti FA Imputação múltipla e análise de casos completos em modelos de regressão logística: uma avaliação prática do impacto das perdas em covariáveis Cad Saúde Pública 2011 27 2299 2313 15 15. World Health Organization. Physical status: the use and interpretation of anthropometry. Report of a WHO Expert Committee. Geneva: World Health Organization; 1995. World Health Organization Physical status: the use and interpretation of anthropometry. Report of a WHO Expert Committee Geneva World Health Organization 1995 16 16. World Health Organization. Global recommendations on physical activity for health. Geneva: World Health Organization; 2011. World Health Organization Global recommendations on physical activity for health Geneva World Health Organization 2011 17 17. Instituto Brasileiro Geografia e Estatística. Sinopse do Censo Demográfico 2010. Rio de Janeiro: Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística; 2011. Instituto Brasileiro Geografia e Estatística Sinopse do Censo Demográfico 2010 Rio de Janeiro Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística 2011 18 18. Departamento de Análise de Situação de Saúde, Secretaria de Vigilância em Saúde, Ministério da Saúde. Vigitel Brasil 2012: vigilância de fatores de risco e proteção para doenças crônicas por inquérito telefônico. Brasília: Ministério da Saúde; 2013. Departamento de Análise de Situação de Saúde, Secretaria de Vigilância em Saúde, Ministério da Saúde Vigitel Brasil 2012: vigilância de fatores de risco e proteção para doenças crônicas por inquérito telefônico Brasília Ministério da Saúde 2013 19 19. Pinho CPS, Diniz AS, Arruda IKG, Lira PIC, Sequeira LAS, Gonçalves FCLSP, et al. Excesso de peso em adultos do Estado de Pernambuco, Brasil: magnitude e fatores associados. Cad Saúde Pública 2011; 27:2340-50. Pinho CPS Diniz AS Arruda IKG Lira PIC Sequeira LAS Gonçalves FCLSP et al Excesso de peso em adultos do Estado de Pernambuco, Brasil: magnitude e fatores associados Cad Saúde Pública 2011 27 2340 2350 20 20. Gigante DP, Dias-da-Costa JS, Olinto MTA, Menezes AMB, Macedo S. Obesidade da população adulta de Pelotas, Rio Grande do Sul, Brasil e associação com nível sócio-econômico. Cad Saúde Pública 2006; 22:1873-9. Gigante DP Dias-da-Costa JS Olinto MTA Menezes AMB Macedo S Obesidade da população adulta de Pelotas, Rio Grande do Sul, Brasil e associação com nível sócio-econômico Cad Saúde Pública 2006 22 1873 1879 21 21. Fonseca MJM, Faerstein E, Chor D, Lopes CS, Andreozzi VL. Associações entre escolaridade, renda e Índice de Massa Corporal em funcionários de uma universidade no Rio de Janeiro, Brasil: estudo Pró-Saúde. Cad Saúde Pública 2006; 22:2359-67. Fonseca MJM Faerstein E Chor D Lopes CS Andreozzi VL Associações entre escolaridade, renda e Índice de Massa Corporal em funcionários de uma universidade no Rio de Janeiro, Brasil: estudo Pró-Saúde Cad Saúde Pública 2006 22 2359 2367 22 22. Gigante DP, Moura EC, Sardinha LMV. Prevalência de excesso de peso e obesidade e fatores associados, Brasil, 2006. Rev Saúde Pública 2009; 43:83-9. Gigante DP Moura EC Sardinha LMV Prevalência de excesso de peso e obesidade e fatores associados, Brasil, 2006 Rev Saúde Pública 2009 43 83 89 23 23. Kawachi I, Adler NE, Dow WH. Money, schooling, and health: mechanisms and causal evidence. Ann N Y Acad Sci 2010; 1186:56-68. Kawachi I Adler NE Dow WH Money, schooling, and health: mechanisms and causal evidence Ann N Y Acad Sci 2010 1186 56 68 24 24. Monteiro CA, Conde WL, Popkin BM. Independent effects of income and education on the risk of obesity in the Brazilian adult population. J Nutr 2001; 131:881S-6S. Monteiro CA Conde WL Popkin BM Independent effects of income and education on the risk of obesity in the Brazilian adult population J Nutr 2001 131 881S 886S 25 25. Vedana EHB, Peres MA, Neves J, Rocha GC, Longo GZ. Prevalência de obesidade e fatores potencialmente causais em adultos em região do sul do Brasil. Arq Bras Endocrinol Metab 2008; 52:1156-62. Vedana EHB Peres MA Neves J Rocha GC Longo GZ Prevalência de obesidade e fatores potencialmente causais em adultos em região do sul do Brasil Arq Bras Endocrinol Metab 2008 52 1156 1162 26 26. Demuth A, Czerniak U, Ziolkowska-Lajp E. A comparison of a subjective body assessment of men and women of the Polish social elite. Homo 2013; 64:398-409. Demuth A Czerniak U Ziolkowska-Lajp E A comparison of a subjective body assessment of men and women of the Polish social elite Homo 2013 64 398 409 27 27. McLaren L, Kuh D. Women’s body dissatisfaction, social class, and social mobility. Soc Sci Med 2004; 58:1575-84. McLaren L Kuh D Women’s body dissatisfaction, social class, and social mobility Soc Sci Med 2004 58 1575 1584 28 28. Paquette MC, Raine K. Sociocultural context of women’s body image. Soc Sci Med 2004; 59:1047-58. Paquette MC Raine K Sociocultural context of women’s body image Soc Sci Med 2004 59 1047 1058 29 29. Anderson GH, Foreyt J, Sigman-Grant M, Allison DB. The use of low-calorie sweeteners by adults: impact on weight management. J Nutr 2012; 142:1163s-9s. Anderson GH Foreyt J Sigman-Grant M Allison DB The use of low-calorie sweeteners by adults: impact on weight management J Nutr 2012 142 1163s 1169s 30 30. Bleich SN, Wolfson JA, Vine S, Wang YC. Diet-beverage consumption and caloric intake among US adults, overall and by body weight. Am J Public Health 2014; 104:e72-8. Bleich SN Wolfson JA Vine S Wang YC Diet-beverage consumption and caloric intake among US adults, overall and by body weight Am J Public Health 2014 104 e72 e78 31 31. Gardner C, Wylie-Rosett J, Gidding SS, Steffen LM, Johnson RK, Reader D, et al. Nonnutritive sweeteners: current use and health perspectives: a scientific statement from the American Heart Association and the American Diabetes Association. Diabetes Care 2012; 35:1798-808. Gardner C Wylie-Rosett J Gidding SS Steffen LM Johnson RK Reader D et al Nonnutritive sweeteners: current use and health perspectives: a scientific statement from the American Heart Association and the American Diabetes Association Diabetes Care 2012 35 1798 1808 32 32. Mattes RD, Popkin BM. Nonnutritive sweetener consumption in humans: effects on appetite and food intake and their putative mechanisms. Am J Clin Nutr 2009; 89:1-14. Mattes RD Popkin BM Nonnutritive sweetener consumption in humans: effects on appetite and food intake and their putative mechanisms Am J Clin Nutr 2009 89 1 14 33 33. Swithers SE. Artificial sweeteners produce the counterintuitive effect of inducing metabolic derangements. Trends Endocrinol Metab 2013; 24:431-41. Swithers SE Artificial sweeteners produce the counterintuitive effect of inducing metabolic derangements Trends Endocrinol Metab 2013 24 431 441 34 34. Swithers SE, Sample CH, Davidson TL. Adverse effects of high-intensity sweeteners on energy intake and weight control in male and obesity-prone female rats. Behav Neurosci 2013; 127:262-74. Swithers SE Sample CH Davidson TL Adverse effects of high-intensity sweeteners on energy intake and weight control in male and obesity-prone female rats Behav Neurosci 2013 127 262 274 35 35. Fagherazzi G, Vilier A, Saes Sartorelli D, Lajous M, Balkau B, Clavel-Chapelon F. Consumption of artificially and sugar-sweetened beverages and incident type 2 diabetes in the Etude Epidemiologique aupres des femmes de la Mutuelle Generale de l’Education Nationale-European Prospective Investigation into Cancer and Nutrition cohort. Am J Clin Nutr 2013; 97:517-23. Fagherazzi G Vilier A Saes Sartorelli D Lajous M Balkau B Clavel-Chapelon F Consumption of artificially and sugar-sweetened beverages and incident type 2 diabetes in the Etude Epidemiologique aupres des femmes de la Mutuelle Generale de l’Education Nationale-European Prospective Investigation into Cancer and Nutrition cohort Am J Clin Nutr 2013 97 517 523 36 36. Shankar P, Ahuja S, Sriram K. Non-nutritive sweeteners: review and update. Nutrition 2013; 29:1293-9. Shankar P Ahuja S Sriram K Non-nutritive sweeteners: review and update Nutrition 2013 29 1293 1299 37 37. Nettleton JA, Lutsey PL, Wang Y, Lima JA, Michos ED, Jacobs Jr. DR. Diet soda intake and risk of incident metabolic syndrome and type 2 diabetes in the Multi-Ethnic Study of Atherosclerosis (MESA). Diabetes Care 2009; 32:688-94. Nettleton JA Lutsey PL Wang Y Lima JA Michos ED Jacobs DR Jr. Diet soda intake and risk of incident metabolic syndrome and type 2 diabetes in the Multi-Ethnic Study of Atherosclerosis (MESA) Diabetes Care 2009 32 688 694 38 38. Swithers SE, Martin AA, Davidson TL. High-intensity sweeteners and energy balance. Physiol Behav 2010; 100:55-62. Swithers SE Martin AA Davidson TL High-intensity sweeteners and energy balance Physiol Behav 2010 100 55 62 39 39. Green E, Murphy C. Altered processing of sweet taste in the brain of diet soda drinkers. Physiol Behav 2012; 107:560-7. Green E Murphy C Altered processing of sweet taste in the brain of diet soda drinkers Physiol Behav 2012 107 560 567 40 40. Rudenga KJ, Small DM. Amygdala response to sucrose consumption is inversely related to artificial sweetener use. Appetite 2012; 58:504-7. Rudenga KJ Small DM Amygdala response to sucrose consumption is inversely related to artificial sweetener use Appetite 2012 58 504 507 41 41. Yang Q. Gain weight by “going diet?” Artificial sweeteners and the neurobiology of sugar cravings. Yale J Biol Med 2010; 83:101-8. Yang Q Gain weight by “going diet?” Artificial sweeteners and the neurobiology of sugar cravings Yale J Biol Med 2010 83 101 108 42 42. Lissner L. Measuring food intake in studies of obesity. Public Health Nutr 2002; 5:889-92. Lissner L Measuring food intake in studies of obesity Public Health Nutr 2002 5 889 892 43 43. Gomes AA, Leão LSCS. Prevalência de sub-relato e super-relato de ingestão energética em população ambulatorial do Rio de Janeiro, Brasil. Cad Saúde Colet (Rio J.) 2011; 19:197-202. Gomes AA Leão LSCS Prevalência de sub-relato e super-relato de ingestão energética em população ambulatorial do Rio de Janeiro, Brasil Cad Saúde Colet (Rio J.) 2011 19 197 202 44 44. Macdiarmid J, Blundell J. Assessing dietary intake: who, what and why of under-reporting. Nutr Res Rev 1998; 11:231-53. Macdiarmid J Blundell J Assessing dietary intake: who, what and why of under-reporting Nutr Res Rev 1998 11 231 253 45 45. Avelino GF, Previdelli AN, Castro MA, Marchioni DML, Fisberg RM. Sub-relato da ingestão energética e fatores associados em estudo de base populacional. Cad Saúde Pública 2014; 30:663-8. Avelino GF Previdelli AN Castro MA Marchioni DML Fisberg RM Sub-relato da ingestão energética e fatores associados em estudo de base populacional Cad Saúde Pública 2014 30 663 668 46 46. Suez J, Korem T, Zeevi D, Ziberman-Schapira G, Thaiss CA, Maza O, et al. Artificial sweeteners induce glucose intolerance by altering the gut microbiota. Nature 2014; 17:1-5. Suez J Korem T Zeevi D Ziberman-Schapira G Thaiss CA Maza O et al Artificial sweeteners induce glucose intolerance by altering the gut microbiota Nature 2014 17 1 5 47 47. Mourão DM, Bressan J. Influência de alimentos líquidos e sólidos no controle do apetite. Rev Nutr 2009; 22:537-47. Mourão DM Bressan J Influência de alimentos líquidos e sólidos no controle do apetite Rev Nutr 2009 22 537 547 48 48. Vartanian LR, Schwartz MB, Brownell KD. Effects of soft drink consumption on nutrition and health: a systematic review and meta-analysis. Am J Public Health 2007; 97:667-75. Vartanian LR Schwartz MB Brownell KD Effects of soft drink consumption on nutrition and health: a systematic review and meta-analysis Am J Public Health 2007 97 667 675 49 49. Veloso HJF, Silva AAM. Prevalência e fatores associados à obesidade abdominal e ao excesso de peso em adultos maranhenses. Rev Bras Epidemiol 2010; 13:400-12. Veloso HJF Silva AAM Prevalência e fatores associados à obesidade abdominal e ao excesso de peso em adultos maranhenses Rev Bras Epidemiol 2010 13 400 412 50 50. Machado IE, Pereira SCL, Dias Júnior CS, Abreu MNS, Borges AM, Filgueiras JH. Fatores associados ao excesso de peso em adultos usuários de restaurantes populares em Belo Horizonte, Brasil. Ciênc Saúde Coletiva 2014; 19:1367-77. Machado IE Pereira SCL Dias CS Júnior Abreu MNS Borges AM Filgueiras JH Fatores associados ao excesso de peso em adultos usuários de restaurantes populares em Belo Horizonte, Brasil Ciênc Saúde Coletiva 2014 19 1367 1377 51 51. Berto SJP, Carvalhaes MABL, Moura EC. Tabagismo associado a outros fatores comportamentais de risco de doenças e agravos crônicos não transmissíveis. Cad Saúde Pública 2010; 26:1573-82. Berto SJP Carvalhaes MABL Moura EC Tabagismo associado a outros fatores comportamentais de risco de doenças e agravos crônicos não transmissíveis Cad Saúde Pública 2010 26 1573 1582 52 52. Gonseth S, Jacot-Sadowski I, Diethelm PA, Barras V, Cornuz J. The tobacco industry’s past role in weight control related to smoking. Eur J Public Health 2012; 22:234-7. Gonseth S Jacot-Sadowski I Diethelm PA Barras V Cornuz J The tobacco industry’s past role in weight control related to smoking Eur J Public Health 2012 22 234 237 ARTIGO Excesso de peso em homens e mulheres residentes em área urbana: fatores individuais e contexto socioeconômico Andrade Roseli Gomes de 1 Chaves Otaviana Cardoso 1 Costa Dário Alves da Silva 1 2 Andrade Amanda Cristina de Souza 1 2 Bispo Stephanie 1 Felicissimo Monica Faria 1 Friche Amélia Augusta de Lima 1 2 Proietti Fernando Augusto 3 4 Xavier César Coelho 1 4 Caiaffa Waleska Teixeira 1 2 1Observatório de Saúde Urbana de Belo Horizonte, Universidade Federal de Minas Gerais, Belo Horizonte, Brasil. 2Faculdade de Medicina, Universidade Federal de Minas Gerais, Belo Horizonte, Brasil. 3Centro de Pesquisas René Rachou, Fundação Oswaldo Cruz, Belo Horizonte, Brasil 4Faculdade de Saúde e Ecologia Humana, Vespasiano, Brasil. Correspondência R. G. Andrade Observatório de Saúde Urbana de Belo Horizonte, Universidade Federal de Minas Gerais. Av. Professor Alfredo Balena 190, sala 730, Belo Horizonte, MG 30130-100, Brasil. [e-mail] Colaboradores R. G. Andrade e O. C. Chaves participaram da interpretação dos dados, elaboração do manuscrito, revisão crítica relevante do conteúdo e aprovação da versão final do manuscrito. D. A. S. Costa e A. C. S. Andrade participaram da análise e interpretação dos dados, revisão crítica relevante do conteúdo e aprovação da versão final do manuscrito. S. Bispo participou da análise e interpretação dos dados, elaboração do artigo e aprovação da versão final do manuscrito. M. F. Felicissimo participou da aprovação da versão final do manuscrito. A. A. L. Friche participou da concepção do estudo e aprovação da versão final do manuscrito. F. A. Proietti e C. C. Xavier participaram da concepção e planejamento do projeto e aprovação da versão final do manuscrito. W. T. Caiaffa participou da concepção e planejamento do projeto, interpretação dos dados, elaboração do manuscrito, revisão crítica relevante do conteúdo e aprovação da versão final do manuscrito. Resumo O presente estudo objetivou avaliar os fatores associados ao excesso de peso em adultos residentes em área urbana, considerando a renda do setor censitário como variável de contexto. O inquérito avaliou indivíduos de dois distritos sanitários de Belo Horizonte, Minas Gerais, Brasil. O excesso de peso foi determinado pelo índice de massa corporal > 25kg/m2. Foi utilizada regressão logística multinível. A amostra foi constituída por 2.935 indivíduos de 20 a 60 anos. A prevalência de excesso de peso foi de 52,3% (IC95%: 49,9-54,8), semelhante entre homens e mulheres. Enquanto a alta escolaridade revelou-se protetora para o excesso de peso em mulheres e de risco para homens, residir em setor censitário com maiores níveis de renda associou-se apenas no sexo masculino. O relato do consumo de refrigerantes dietéticos foi associado positivamente ao excesso de peso em ambos os sexos. A ocorrência desse evento parece ser influenciada por fatores distintos ou se inter-relacionar de forma diferente, em homens e mulheres. Obesidade Renda Fatores Socioeconômicos Saúde Urbana Introdução A obesidade é um importante problema de saúde pública por estar relacionada com o desenvolvimento e progressão de outras doenças crônicas, incluindo as cardiovasculares, diabetes, distúrbios musculoesqueléticos e alguns tipos de câncer. Tem apresentado prevalência crescente tanto nos países desenvolvidos quanto naqueles em desenvolvimento 1,2,3,4. Os resultados da Pesquisa de Orçamentos Familiares, realizada em 2008-2009, revelam que metade da população brasileira encontra-se com excesso de peso. Em homens, o sobrepeso e a obesidade foram mais frequentes em áreas urbanas, ao passo que estas diferenças quanto à localização do domicílio foram menos marcantes no sexo feminino 5. Sabe-se que a obesidade apresenta origem multifatorial que parece envolver interações entre susceptibilidade genética e estímulos ambientais 6. Do ponto de vista fisiológico, o ganho de peso acontece quando o balanço energético é positivo, ou seja, quando o consumo de calorias é maior que o gasto. Para além dos fatores genéticos e metabólicos, características do ambiente no qual as pessoas vivem têm sido descritas como tendo relevante papel na etiologia das doenças crônicas, uma vez que podem influenciar hábitos de vida saudáveis ou não saudáveis 7. Os principais determinantes proximais – consumo alimentar e atividade física – sofrem influência de outros fatores como família e vizinhança que, por sua vez, podem determinar o acesso e preferências individuais 8. Destaca-se que o nível socioeconômico da vizinhança tem sido proposto como um dos fatores associados à epidemia da obesidade. Estudos têm relatado que indivíduos que residem em vizinhanças com maiores privações socioeconômicas têm menor disponibilidade e acesso a alimentos saudáveis e poucas oportunidades para a prática de atividade física 9,10,11. Adiciona-se o conhecimento de que o excesso de peso sofre influência do status socioeconômico por meio de vários fatores, além do sexo e da idade 8. Nos países desenvolvidos, a obesidade é inversamente associada com o status socioeconômico entre as mulheres e menos consistentemente entre os homens; ao passo que, nos países em desenvolvimento, a associação encontrada é direta 12, apesar da pouca elucidação dos possíveis mecanismos pelos quais estas diferenças ocorrem. No Brasil, a maioria dos trabalhos que avaliaram o excesso de peso tem como foco somente os fatores individuais, o que tem se mostrado insuficiente para explicar a epidemia da obesidade em nível populacional. Diante disso, o presente estudo objetivou avaliar fatores associados ao excesso de peso em adultos residentes em área urbana, considerando a renda do setor censitário como variável de contexto. Conhecer os determinantes que atuam no excesso de peso em mulheres e homens é um importante passo para o estabelecimento de estratégias mais eficazes na prevenção/reversão da já estabelecida epidemia. Métodos Desenho do estudo e amostra O presente trabalho faz parte de uma investigação denominada Estudo Saúde em Beagá, em que participaram 4.048 indivíduos residentes em 149 setores censitários, de dois (Oeste e Barreiro) dos nove distritos sanitários da cidade de Belo Horizonte, Minas Gerais, Brasil. Esses foram escolhidos por representarem as desigualdades intraurbanas de Belo Horizonte referentes a indicadores demográficos, socioeconômicos e de saúde – proxies das iniquidades em saúde da população. Originalmente realizado com residentes de 18 anos ou mais, o inquérito teve como objetivo investigar os determinantes sociais da saúde e caracterizar os modos de vida, estilo e hábitos saudáveis. Conforme descrição detalhada por Ferreira et al. 13, o processo de amostragem adotado foi o de conglomerados em três estágios (sorteio do setor censitário dentro do distrito sanitário; sorteio do domicílio; e sorteio do indivíduo dentro do domicílio). Para essa análise foram incluídos indivíduos adultos de 20 a 60 anos, de ambos os sexos (n = 3.129). Coleta de dados Os dados foram coletados em 2008 e 2009, após treinamento para a entrevista, antropometria e condução de estudo piloto, para testar a aplicabilidade dos instrumentos e a logística do trabalho de campo. O questionário do estudo foi composto pelos seguintes módulos: informações sobre o domicílio, hábitos e comportamentos, dados sociodemográficos, determinantes sociais e saúde. Após o preenchimento do questionário, foram aferidos peso, altura e circunferência da cintura dos indivíduos, segundo técnicas padronizadas. Os instrumentos utilizados foram balança Tanita BC-553 (Tanita Corporation of America Inc., Arlington Heights, Estados Unidos), estadiômetro móvel WCS/Wood Compact (Cardiomed) e fita métrica inelástica 13,14. Descrição das variáveis A variável dependente excesso de peso, foi definida com base no índice de massa corporal (IMC = peso/estatura2 em kg/m2), categorizado em “eutrofia” (IMC entre 18,5 e 25,0kg/m2) e “excesso de peso” (IMC acima de 25,0kg/m2), de acordo com os valores propostos pela Organização Mundial da Saúde (OMS) 15. As variáveis independentes foram agrupadas em variáveis sociodemográficas, variáveis comportamentais e autoavaliação de saúde. Foram avaliados sexo (masculino e feminino), idade, situação conjugal (viver com ou sem parceiro), escolaridade (0 a 4; 5 a 8; 9 a 12; e mais de 12 anos de estudos), renda familiar (em salários mínimos: até 2; entre 2 e 5; e maior que 5), tabagismo (não fumante, ex-fumante e fumante), etilismo (nunca ou quase nunca consome bebida alcoólica; consome de 1 a 2 vezes por semana; consome de 3 a 7 vezes por semana), consumo alimentar: gordura das carnes e pele do frango (consome ou não consome); feijão (menor que 5 ou de 5 a 7 vezes por semana); leite (não consome, consome integral ou consome desnatado/semidesnatado); frutas, verduras e legumes (menor que 5 ou de 5 a 7 vezes por semana); refrigerantes (não consome, consome normal/qualquer tipo ou consome dietético – light, diet ou zero) e hábito de adoçar bebidas (não adoça/usa adoçantes ou usa açúcar/açúcar e adoçante), atividade física no lazer (ativo ou inativo, considerando 150 minutos/semana de atividades leves; moderadas e/ou vigorosas, de acordo com a OMS 16) e autoavaliação de saúde (muito boa a boa, razoável, e ruim a muito ruim). A variável do contexto renda do setor censitário, categorizada em tercis, foi obtida baseando-se na razão entre o total do rendimento nominal mensal dos domicílios particulares permanentes e a população total de cada setor censitário, ambos disponíveis no censo de 2010 17. Análise de dados Foram estimadas as prevalências e intervalos de 95% de confiança (IC95%) de excesso de peso segundo as variáveis individuais e de contexto, estratificadas por sexo. A associação foi verificada por meio de teste de qui-quadrado de Pearson (χ2). Todas as variáveis com valor de p ≤ 0,20 foram consideradas aptas a entrarem no modelo multivariado. Para a seleção das variáveis foi adotado o procedimento stepwise-backward e permaneceram no modelo multivariado final aquelas com valor de p < 0,05, com exceção da idade e da renda do setor censitário, consideradas relevantes para a ocorrência do desfecho. Utilizou-se regressão logística multinível (nível 1: variáveis individuais e nível 2: variável renda do setor censitário), usando-se modelo de efeitos fixos com intercepto aleatório e com função logit para obtenção das medidas de odds ratios (OR) e IC95%. O critério de informação de Akaike (AIC) foi utilizado para a comparação dos modelos. Todas as análises foram feitas no software Stata, versão 12 (Stata Corp., College Station, Estados Unidos). A complexidade do desenho amostral foi considerada em todas as análises. Este estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Faculdade de Medicina da Universidade Federal de Minas Gerais (ETIC 253/06). Todos os entrevistados foram informados sobre os objetivos da pesquisa e assinaram o Termo de Consentimento Livre e Esclarecido concordando em participar do estudo. Resultados Do total de 3.129 indivíduos entre 20 e 60 anos, 47 foram excluídos por ausência de medidas antropométricas e 98 por apresentarem valores de IMC inferiores a 18,5kg/m2. Também foram excluídos 49 residentes em dois dos 149 setores censitários por ausência de informação sobre renda per capita. Desse modo, a amostra final deste trabalho foi constituída por 2.935 residentes. Desses, 52,3% eram do sexo feminino. Mulheres apresentaram idade média de 38,3 anos (±11,5) e homens 37,3 anos (±11,4). A prevalência global de excesso de peso foi de 52,3% (IC95%: 49,9-54,8) sendo semelhante entre homens e mulheres, respectivamente 52,9% (IC95%: 49,5-56,2) e 51,8% (IC95%: 48,2-55,4) (p = 0,69). Na análise univariada todas as variáveis mantiveram-se associadas (p ≤ 0.20), com exceção de etilismo para ambos os sexos e consumo de gorduras, frutas, verduras e legumes, tabagismo, renda familiar e renda do setor para as mulheres (Tabelas 1 e 2). Tabela 1 Análise univariada entre excesso de peso e variáveis sociodemográficas em adultos de 20 a 60 anos, de dois distritos sanitários de Belo Horizonte, Minas Gerais, Brasil. Estudo Saúde em Beagá, 2008-2009. Variáveis Homens Mulheres n Prevalência IC95% Valor de p n Prevalência IC95% Valor de p Idade (anos) 20-29 333 38,2 31,4-45,0 < 0,001 * 387 31,2 24,4-37,9 < 0,001 * 30-39 304 58,5 51,2-65,8 434 54,4 48,9-59,8 40-49 306 55,3 47,7-62,8 458 58,7 52,4-64,9 50-60 277 66,8 59,5-74,0 436 69,3 63,1-75,5 Situação conjugal Sem parceiro 485 42,6 36,9-48,3 < 0,001 * 789 45,3 40,5-50,1 < 0.001 * Com parceiro 735 61,6 57,0-66,2 926 57,4 52,6-62,3 Escolaridade (anos) 0-4 205 53,8 45,8-61,9 0,081 361 70,0 64,4-75,6 < 0,001 * 5-8 301 50,0 42,9-57,2 412 59,0 52,8-65,2 9-12 477 49,0 42,5-55,4 625 46,8 40,3-53,3 > 12 237 61,2 53,5-68,9 315 40,4 33,9-46,8 Renda familiar (salários mínimos) ≤ 2 219 42,6 33,5-51,7 0,005 * 492 55,1 49,0-61,1 0,556 > 2 e ≤ 5 591 50,7 45,7-55,7 771 50,9 46,1-55,7 > 5 386 59,8 54,0-65,6 415 50,9 44,3-57,6 Renda do setor 1o tercil 464 44,7 39,1-50,2 0.003 * 635 52,2 45,6-58,9 0.739 2o tercil 407 56,0 50,1-61,8 613 53,3 48,4-58,1 3o tercil 349 57,9 52,1-63,7 467 49,9 42,8-57,0 IC95%: intervalo de 95% de confiança. * Teste de qui-quadrado de Pearson significativo a 5%. Tabela 2 Análise univariada entre excesso de peso e variáveis de comportamento e autoavaliação de saúde, em adultos de 20 a 60 anos de dois distritos sanitários de Belo Horizonte, Minas Gerais, Brasil. Estudo Saúde em Beagá, 2008-2009. Variáveis Homens Mulheres n Prevalência IC95% Valor de p n Prevalência IC95% Valor de p Tabagismo Não 609 53,1 47,9-58,2 < 0,001 * 1.066 49,9 45,6-54,3 0,207 Ex-fumante 323 63,8 56,5-71,0 350 56,3 49,3-63,3 Fumante 288 40,9 33,3-48,5 299 54,8 47,0-62,5 Etilismo Nunca/Quase nunca 641 51,6 45,7-57,5 0,388 1.323 53,1 49,2-57,0 0,237 1-2 dias por semana 400 56,2 49,4-63,1 333 49,5 41,0-57,9 3-7 dias por semana 179 47,7 38,2-57,2 59 38,3 21,5-55,0 Gordura Não consome 664 56,3 50,7-61,9 0,113 1.163 51,1 46,8-55,5 0,503 Consome 508 50,1 45,3-54,8 427 53,3 48,0-58,7 Feijão Até 5 dias por semana 103 62,4 48,1-76,7 0,198 329 46,6 38,7-54,5 0,119 5-7 dias por semana 1.117 52,0 48,2-55,7 1.386 53,1 49,3-56,9 Leite Não consome 369 46,6 39,9-53,3 0,029 * 547 53,4 47,1-59,6 0,048 * Consome integral 733 53,7 48,9-58,5 892 48,2 43,1-53,3 Consome desnatado/semidesnatado 118 64,4 53,8-75,0 275 60,3 51,9-68,7 Consumo de frutas, legumes e verduras Até 5 dias por semana 723 48,4 43,7-52,9 0,008 * 794 51,3 46,4-56,2 0,760 5-7 dias por semana 497 58,8 53,2-64,4 921 52,3 47,6-57,0 Refrigerante Não consome 96 55,6 41,8-69,5 < 0,001 * 233 47,0 37,8-56,2 0,073 Consome normal/todos os tipos 1.015 48,9 45,3-52,6 1244 50,9 47,0-54,7 Consome diet/light/zero 108 82,7 73,9-91,6 235 61,3 51,3-71,4 Forma de adoçar Utiliza açúcar e outros 1.057 49,2 45,3-53,0 < 0,001 * 1.380 49,8 46,2-53,3 0,039 * Não adoça e/ou utiliza adoçante 163 71,2 62,1-80,2 335 59,6 50,6-68,5 Atividade física de lazer Inativo 770 56,7 52,2-61,2 0,060 1.240 53,5 49,4-57,7 0,124 Ativo 373 47,7 40,2-55,3 364 46,9 39,3-54,5 Autoavaliação de saúde Muito boa/Boa 895 49,9 45,9-53,9 0,003 * 1.124 44,7 40,3-49,1 < 0,001 * Razoável 268 61,1 53,4-68,8 490 64,8 58,2-71,4 Ruim/Muito ruim 57 70,5 56,8-84,3 100 80,2 70,9-89,6 IC95%: intervalo de 95% de confiança. * Teste de qui-quadrado de Pearson significativo a 5%. No modelo final ajustado para o sexo feminino, o relato de consumo de refrigerante foi associado positivamente ao excesso de peso, independentemente do tipo consumido. Mulheres que referiram o consumo de todos os tipos de refrigerante ou do tipo normal apresentaram 1,65 vez mais chance de ter sobrepeso/obesidade, e esta chance aumentou para 2,64 entre aquelas que relataram o consumo de refrigerantes dietéticos. O aumento da idade (OR = 1,04; IC95%: 1,03-1,06), ter parceiro (OR = 1,38; IC95%: 1,05-1,82), autoavaliar a saúde como razoável (OR = 1,79; IC95%: 1,25-2,57) ou ruim/muito ruim (OR = 3,93; IC95%: 1,78-8,67) e o relato de não adoçar ou utilizar adoçante (OR = 1,61; IC95%: 1,06-2,46) aumentaram a chance de ter excesso de peso. Escolaridade (entre 9 e 12 anos de estudos: OR = 0,65; IC95%: 0,43-0,99; acima de 12 anos: OR = 0,44; IC95%: 0,27-0,71) foi inversamente associada ao excesso de peso (Tabela 3). Tabela 3 Análise multivariada entre excesso de peso e variáveis sociodemográficas, de comportamento e autoavaliação de saúde em mulheres adultas de 20 a 60 anos de dois distritos sanitários de Belo Horizonte, Minas Gerais, Brasil. Estudo Saúde em Beagá, 2008-2009. Variáveis Modelo 1 * Modelo 2 ** OR IC95% Valor de p OR IC95% Valor de p Idade 1,05 1,03-1,06 < 0,001 1,04 1,03-1,06 < 0,001 Situação conjugal Sem parceiro 1,00 - 1,00 - Com parceiro 1,38 1,04-1,82 0,024 1,38 1,05-1,82 0,023 Escolaridade (anos) 0-4 1,00 - 1,00 - 5-8 0,82 0,57-1,18 0,287 0,81 0,55-1,19 0,281 9-12 0,66 0,44-0,99 0,045 0,65 0,43-0,99 0,047 > 12 0,45 0,29-0,70 <0,001 0,44 0,27-0,71 0,001 Forma de adoçar Utiliza açúcar e outros 1,00 - 1,00 - Não adoça e/ou utiliza adoçante 1,61 1,06-2,46 0,026 1.61 1,06-2,46 0,027 Autoavaliação de saúde Muito boa/Boa 1,00 - 1,00 - Razoável 1,79 1,25-2,56 0,002 1,79 1,25-2,57 0,002 Ruim/Muito ruim 3,91 1,78-8,56 0,001 3,93 1,78-8,67 0,001 Refrigerante Não consome 1,00 - 1,00 - Consome normal/todos os tipos 1,65 1,03-2,65 0,038 1,65 1,03-2,65 0,038 Consome diet/light/zero 2,64 1,39-5,03 0,003 2,64 1,39-5,01 0,003 Renda do setor 1o tercil 1,00 - 2o tercil 1,08 0,73-1,57 0,710 3o tercil 1,07 0,68-1,68 0,770 Variância (covariância) 0,348 (0,113) 0,346 (0,113) AIC 2015,19 2019,02 AIC: critério de informação de Akaike; IC95%: intervalo de 95% de confiança; OR: odds ratio. * Modelo 1: modelo ajustado por variáveis individuais; ** Modelo 2: modelo ajustado por variáveis individuais e de contexto. Para o sexo masculino, no modelo final ajustado, permaneceram associados ao excesso de peso o relato de consumo de refrigerante dietético (OR = 3,16; IC95%: 1,15-8,71), residir com parceira (OR = 1,94; IC95%: 1,28-2,95), ter autoavaliação de saúde ruim/muito ruim (OR = 2,21; IC95%: 1,05-4,66), escolaridade (mais de 12 anos de estudos: OR = 2,23; IC95%: 1,08-4,58), tabagismo (fumante: OR = 0,49; IC95%: 0,31-0,76) e atividade física de lazer (ser ativo: OR = 0,55; IC95%: 0,36-0,83) (Tabela 4). Tabela 4 Análise multivariada entre excesso de peso e variáveis sociodemográficas, de comportamento e autoavaliação de saúde em homens adultos de 20 a 60 anos de dois distritos sanitários de Belo Horizonte. Estudo Saúde em Beagá, 2008-2009. Variáveis Modelo 1 Modelo 2 OR IC95% Valor de p OR IC95% Valor de p Idade 1,02 1,00-1,04 0,048 1,02 1,00-1,04 0,084 Situação conjugal Sem parceira 1,00 - 1,00 - Com parceira 1,93 1,27-2,95 0,002 1,94 1,28-2,95 0,002 Escolaridade (anos) 0-4 1,00 - 1,00 - 5-8 1,25 0,76-2,07 0,384 1,18 0,71-1,96 0,524 9-12 1,58 0,94-2,65 0,085 1,39 0,82-2,34 0,220 > 12 2,86 1,46-5,59 0,002 2,23 1,08-4,58 0,030 Tabagismo Não 1,00 - 1,00 - Ex-fumante 1,51 0,97-2,35 0,065 1,49 0,96-2,29 0,074 Fumante 0,51 0,33-0,80 0,003 0,49 0,31-0,76 0,002 Atividade física de lazer Inativo 1,00 - 1,00 - Ativo 0,56 0,37-0,87 0,009 0,55 0,36-0,83 0,004 Autoavaliação de saúde Muito boa/Boa 1,00 - 1,00 - Razoável 1,44 0,92-2,26 0,111 1,47 0,94-2,28 0,089 Ruim/Muito ruim 2,17 1,01-4,64 0,046 2,21 1,05-4,66 0,037 Refrigerante Não consome 1,00 - 1,00 - Consome normal/todos os tipos 0,68 0,33-1,41 0,301 0,70 0,35-1,41 0,317 Consome diet/light/zero 3,27 1,16-9,21 0,025 3,16 1,15-8,71 0,026 Renda do setor 1o tercil 1,00 - 2o tercil 1,69 1,18-2,43 0,004 3o tercil 1,82 1,18-2,80 0,007 Variância (Covariância) 0,256 (0,109) 0,209 (0,095) AIC 1737,85 1731,00 AIC: critério de informação de Akaike; IC95%: intervalo de 95% de confiança; OR: odds ratio. A variável de contexto – renda do setor censitário – apresentou significância estatística apenas no modelo para o sexo masculino (Tabela 4), em que indivíduos que residiam em setores com maiores tercis de renda per capita registraram maiores chances de apresentar excesso de peso. O modelo mais parcimonioso para os homens foi aquele que incluiu a renda do setor censitário, enquanto que para o sexo feminino o melhor modelo era o que incluía apenas as variáveis individuais. Discussão O excesso de peso foi prevalente em metade dos adultos residentes em área urbana de Belo Horizonte, independentemente do sexo. Enquanto a maior escolaridade foi considerada como fator protetor para o excesso de peso em mulheres e como fator de risco para homens, residir em setor censitário com maiores níveis de renda esteve associado apenas ao sexo masculino. O relato de consumo de refrigerantes dietéticos foi associado positivamente ao excesso de peso em ambos os sexos. Nota-se que a ocorrência do excesso de peso é semelhante àquela observada pela Pesquisa de Orçamentos Familiares em 2008-2009 5, mesmo período em que foi realizado o Estudo Saúde em Beagá. Também é semelhante a outros estudos nacionais, que verificaram que o excesso de peso acomete cerca de metade da população 18,19,20. Tal resultado pode indicar validade externa do presente trabalho. A associação entre o excesso de peso com marcadores de nível socioeconômico mostrou-se, em nosso estudo, distinta entre homens e mulheres, concordando com a literatura vigente 19,21,22,23,24,25. Verificou-se aqui que a escolaridade, como já apontada em outros trabalhos, foi protetora para mulheres e risco para homens. A renda do setor mostrou-se positivamente associada ao excesso de peso apenas para o sexo masculino. Nesse, a associação da escolaridade e da renda do setor com o excesso de peso pode ser devido às atividades ocupacionais desse grupo. Homens com escolaridade acima de 12 anos e residentes no setor de maior tercil de renda exercem, em sua maioria, atividades sedentárias (72,9% e 54,6%, respectivamente) (dados não mostrados). Para as mulheres com maior escolaridade podem ter, como possíveis explicações, uma maior pressão social e um maior acesso a estratégias de controle e perda de peso, sejam elas saudáveis ou não 26,27,28. Na literatura nacional há escassez de estudos que tenham avaliado excesso de peso, fatores individuais e de contexto concomitantemente. Com relação à associação encontrada entre o relato do consumo de refrigerante dietético e o excesso de peso, o caráter transversal do estudo não permite estabelecer temporalidade, uma vez que avaliou-se, simultaneamente, os possíveis fatores determinantes e o desfecho. No entanto, recentes estudos experimentais e prospectivos corroboram esse achado 29,30,31,32,33,34, e a discussão sobre os possíveis efeitos não saudáveis dos dietéticos tem sido levantada, além da falta de consenso sobre a segurança de seu uso 35,36. Esse resultado pode ter sido influenciado pela causalidade reversa, uma vez que, diagnosticado o excesso de peso corporal, o indivíduo pode ter iniciado medidas de restrição calórica a fim de controlar a morbidade. No entanto, associação entre o consumo de bebidas dietéticas e o ganho de peso parece plausível, apesar de dados empíricos não suportarem universalmente as hipóteses. É sugerido que o consumo excessivo de outros alimentos ou bebidas pode ocorrer em conjunto com o consumo dessas bebidas dietéticas 37, por meio de um mecanismo chamado de compensação calórica, ou seja, o indivíduo acredita que, por consumir algum alimento dietético, tem permissão para consumir outros mais calóricos 31. Essa discussão tem suporte nos achados de alguns autores que verificaram que o consumo de refrigerantes dietéticos está positivamente associado com o consumo de alimentos altamente calóricos e não saudáveis, podendo assim promover o sobrepeso e a obesidade 38. Além disso, tem sido levantada a hipótese de que os adoçantes artificiais podem aumentar o desejo por doces e alimentos mais densamente energéticos 30,33,38,39,40,41. Dessa forma, parece plausível a associação entre o consumo de refrigerantes dietéticos e o excesso de peso, para além da causalidade reversa. Outra possível explicação para essa relação seria a desejabilidade social e falsidade intencional, que ocorre quando os indivíduos tendem a relatar consumo de alimentos propagados como saudáveis, quando na realidade não o fazem. Esse viés, frequentemente observado em estudos populacionais sobre consumo alimentar 42, principalmente no sexo feminino e em indivíduos com excesso de peso 43,44,45, não fundamentou-se em nosso trabalho, uma vez que não encontramos associação no relato do consumo de frutas e hortaliças em mulheres com excesso de peso (OR = 1,06; IC95%: 0,82-1,38), enfraquecendo, assim, esta possibilidade. Vale destacar que, independentemente das hipóteses abordadas, o fato é que indivíduos com excesso de peso estão relatando consumir refrigerantes e outros produtos dietéticos. Considerando a importância em saúde pública desse resultado, vale aqui discutir as possíveis repercussões sobre esse comportamento contemporâneo, principalmente levando-se em consideração que tais produtos contêm, geralmente, maiores quantidades de sódio. Além disso, um estudo publicado recentemente 46 constatou que o consumo de adoçantes artificiais aumentou o risco de intolerância à glicose em animais e em um pequeno grupo de seres humanos, sendo esta alteração mediada pela modulação da composição e função da microbiota intestinal. Sendo assim, apesar de existir na mídia marketing intenso para o uso de produtos dietéticos, é necessário cautela, especialmente em indivíduos portadores de hipertensão arterial e intolerância à glicose/diabetes, morbidades sabidamente relacionadas ao excesso de peso. Nas mulheres foi associado, também, o consumo de refrigerantes não dietéticos. Indubitavelmente, o alto consumo de bebidas, especialmente as adoçadas com açúcar como os refrigerantes, tem sido apontado por pesquisadores como um dos possíveis fatores associados ao ganho de peso, em vários países e em diferentes faixas etárias, atribuído tanto ao seu conteúdo calórico quanto por afetar os mecanismos de saciedade. Os potenciais mecanismos envolvidos na hipótese de que os alimentos líquidos saciam menos que os sólidos são falta de mastigação, fase cefálica da ingestão menos pronunciada e esvaziamento gástrico mais rápido, levando indivíduos à maior ingestão energética 47. Além disso, as bebidas adoçadas apresentam alto índice glicêmico, o que acarreta um estado crônico de hiperglicemia e hiperinsulinemia, com consequente aumento de peso e de gordura corporal 48. Outras variáveis que estiveram associadas ao excesso de peso em mulheres como idade e morar com parceiro podem ser explicadas por mecanismos metabólicos e comportamentais como alterações hormonais, paridade, estilo de vida mais sedentário, bem como atividades físicas de menor intensidade. Residir com parceira também foi associado ao excesso de peso em homens 22,49,50. O tabagismo esteve associado para os homens e parece que indivíduos fumantes estariam menos propensos ao ganho excessivo de peso, possivelmente pela ação termogênica da nicotina, que também atua na supressão do apetite 51,52. Em contrapartida, a mesma associação não foi encontrada para mulheres. O efeito protetor da atividade física de lazer, encontrado apenas em homens, pode ser explicado pela intensidade das atividades elencadas no Saúde em Beagá, para cada sexo; mulheres relatam maior prática de atividades como alongamento, hidroginástica e caminhada, e os homens optam por outras mais vigorosas, como corrida, musculação e ciclismo (dados não mostrados). A autopercepção de saúde reflete a forma como os indivíduos avaliam a própria saúde. Esse indicador parece mostrar o maior cuidado que a mulher tem com a sua saúde e com a prevenção de doenças, já que nas mesmas esteve associada ao relato de saúde razoável, ruim e muito ruim, enquanto nos homens apenas as duas últimas categorias estiveram associadas. Antes de traçar conclusões finais deste estudo, há que se discutir sua limitação. Por se tratar de um estudo de delineamento transversal, qualquer relação causal entre exposição e desfecho não pode ser identificada ou interpretada diretamente, como já bastante discutido no que se refere à associação encontrada entre excesso de peso e consumo de refrigerantes dietéticos e uso de adoçantes. Quanto à capacidade de inferência do estudo para Belo Horizonte, cabe ressaltar que os dois distritos estudados representam 24% da população da cidade 17, e embora não representem necessariamente a mesma, por delineamento amostral, os setores censitários incluídos permitiram incluir as desigualdades socioeconômicas da cidade. Além disso, vale ressaltar as limitações inerentes à avaliação do consumo alimentar, aferição de forma categorizada e autorreferida, forma de aferição constantemente utilizada em inquéritos populacionais. Apesar das limitações, vale a pena destacar os pontos fortes do estudo. Além da potencialidade relativa ao tamanho da amostra, o delineamento do inquérito foi feito para a realização de análise multinível e as perguntas do questionário apresentam boa reprodutibilidade 13. Além disso, a variável dependente do estudo, excesso de peso, utilizou medidas de peso e altura aferidas, o que consiste em mais uma vantagem do trabalho. Cabe destacar que em outros inquéritos populacionais têm sido utilizadas medidas de peso e altura autorreferidas para o cálculo do IMC e definição do estado nutricional. Concluindo, este estudo contribuiu para demonstrar que os fatores associados ao excesso de peso aconteceram de forma diferente entre os sexos, indicando que a ocorrência desta alteração no estado nutricional em homens e mulheres pode estar sendo influenciada por fatores distintos ou se inter-relacionar de forma diferente. As evidências encontradas contribuem para a melhor compreensão da complexa interação entre os fatores associados ao excesso de peso em ambos os sexos, as quais podem desempenhar um papel importante no desenvolvimento de intervenções eficazes e na ampliação de programas de controle da obesidade em centros urbanos, como Belo Horizonte. Em relação ao consumo de dietéticos, dado as possíveis limitações do estudo e, considerando as poucas evidências da literatura, recomenda-se considerar o Princípio da Precaução, por se tratar de uma exposição evitável ou desnecessária. Esse princípio considera que o consumo evitável de algum produto ou substância cujo efeito adverso não esteja totalmente esclarecido e na ausência de consenso científico de que sua exposição seja potencialmente maléfica deve ser desencorajado, salvo condições específicas em que a relação risco/benefício justifique a exposição 35. Assim, torna-se necessário que os usuários busquem orientação profissional e que os profissionais de saúde tenham conhecimento suficiente para orientar de forma adequada quanto ao uso desses produtos. Ademais, estudos que investiguem, de forma prospectiva e que utilizem outras abordagens metodológicas, considerando a frequência e a quantidade de consumo de adoçantes e alimentos dietéticos, devem ser incentivados, principalmente considerando a popularização e o aumento do uso destes. Agradecimentos A todos os pesquisadores do Observatório de Saúde Urbana de Belo Horizonte que participaram do Estudo Saúde em Beagá, e o apoio da Secretaria Municipal de Saúde de Belo Horizonte na coleta de dados. O estudo obteve apoio financeiro do Fundo Nacional de Saúde do Ministério da Saúde, Fapemig, CNPq e do NIH/Fogarty International Center. Recurso adicional foi obtido do CNPq em bolsa produtividade em pesquisa da autora W. T. Caiaffa.