Association between postpartum depression and the practice of exclusive breastfeeding in the first three months of life

Abstract

Objective

To investigate the association between postpartum depression and the occurrence of exclusive breastfeeding.

Method

This is a cross‐sectional study conducted in the states of the Northeast region, during the vaccination campaign in 2010. The sample consisted of 2583 mother–child pairs, with children aged from 15 days to 3 months. The Edinburgh Postnatal Depression Scale was used to screen for postpartum depression. The outcome was lack of exclusive breastfeeding, defined as the occurrence of this practice in the 24 h preceding the interview. Postpartum depression was the explanatory variable of interest and the covariates were: socioeconomic and demographic conditions; maternal health care; prenatal, delivery, and postnatal care; and the child's biological factors. Multivariate logistic regression analysis was conducted to control for possible confounding factors.

Results

Exclusive breastfeeding was observed in 50.8% of the infants and 11.8% of women had symptoms of postpartum depression. In the multivariate logistic regression analysis, a higher chance of exclusive breastfeeding absence was found among mothers with symptoms of postpartum depression (OR = 1.67; p < 0.001), among younger subjects (OR = 1.89; p < 0.001), those who reported receiving benefits from the Bolsa Família Program (OR = 1.25; p = 0.016), and those started antenatal care later during pregnancy (OR = 2.14; p = 0.032).

Conclusions

Postpartum depression contributed to reducing the practice of exclusive breastfeeding. Therefore, this disorder should be included in the prenatal and early postpartum support guidelines for breastfeeding, especially in low socioeconomic status women.

Resumo

Objetivo

Verificar a associação entre a depressão pós‐parto e a ocorrência do aleitamento materno exclusivo.

Método

Estudo de corte transversal feito nos estados da Região Nordeste, durante a campanha de vacinação de 2010. A amostra consistiu de 2.583 binômios mães‐crianças entre 15 dias e três meses. Usou‐se a Escala de Depressão Pós‐Parto de Edimburgo para rastrear a depressão pós‐parto. O desfecho consistiu da ausência de aleitamento materno exclusivo nas 24 horas que antecederam a entrevista. A depressão pós‐parto foi variável explanatória de interesse e as covariáveis foram: condições socioeconômicas e demográficas, assistência pré‐natal, ao parto e pós‐natal e fatores da criança. Fez‐se análise de regressão logística multivariada com o objetivo de controlar possíveis fatores de confusão.

Resultados

A amamentação exclusiva foi observada em 50,8% das crianças e 11,8% das mulheres apresentaram sintomatologia indicativa de depressão pós‐parto. Na análise de regressão logística multivariada foi verificada uma maior chance de ausência do aleitamento materno exclusivo entre as mães com sintomas de depressão pós‐parto (OR = 1,67; p < 0,001).

Conclusões

A depressão pós‐parto contribuiu para redução da prática do aleitamento materno exclusivo. Assim, esse transtorno deveria ser incluído nas orientações de apoio desde o pré‐natal e nos primeiros meses pós‐parto, especialmente em mulheres de baixo nível socioeconômico.

Introdução

Os benefícios da amamentação para a saúde materno‐infantil se encontram consolidados na literatura científica. Por sua importância, a Organização Mundial da Saúde (OMS) recomenda a prática exclusiva do aleitamento materno (AM) durante os seis primeiros meses de vida e após esse período a introdução de alimentação complementar adequada e saudável, com a manutenção da amamentação até os dois anos ou mais.¹ Apesar das conhecidas vantagens do aleitamento materno exclusivo (AME), o Brasil ainda está aquém no cumprimento dessa recomendação. Nos últimos anos houve um aumento na prevalência da amamentação, porém o término precoce do AME ainda pode ser considerado um importante problema de saúde pública.²

Vários fatores têm sido atribuídos à interrupção precoce do AME como condições socioeconômicas e culturais, relacionados à idade, escolaridade materna, renda familiar, introdução precoce de bicos artificiais e a fatores assistenciais, como número de consultas pré‐natais, prática hospitalar no pós‐parto, alojamento conjunto na maternidade, acompanhamento na atenção básica em saúde e outros relacionados às condições de nascimento e saúde dos lactentes e à rede de apoio social.³

Estudos recentes têm sugerido a associação entre sintomas de depressão pós‐parto (DPP) com a interrupção precoce do AME⁴ e com AM.^5,6 A DPP é um transtorno do humor que afeta mulheres nas 4‐6 semanas seguintes ao parto, alcança sua intensidade máxima nos seis primeiros meses, pode se prolongar até o fim do primeiro ano pós‐parto.⁷ Existe a hipótese de que mães deprimidas têm menos confiança quanto à sua capacidade de amamentar e por isso estariam menos dispostas a continuar a amamentação, quando comparadas com aquelas sem sintomatologia depressiva.^4,8

Não existe um consenso sobre a relação da DPP com a duração da amamentação, pois alguns estudos não encontram associação entre esses dois fatores,^9,10 enquanto outros relatam que mães com sintomas depressivos estão mais vulneráveis a interromper precocemente o AM, inclusive o AME, visto que poderiam apresentar maiores dificuldades e insatisfação com essa prática.^4,8,11,12

No contexto brasileiro, a prevalência da depressão pós‐parto encontra‐se acima da média mundial e próxima à de países com situação socioeconômica semelhante, varia de 7,2% a 39,4%.^13,14 Assim, com vistas à necessidade de investigação da relação entre a DPP e a interrupção precoce da amamentação exclusiva, este estudo tem o objetivo de verificar a associação entre depressão materna pós‐parto com a prática do AME em lactentes menores de três meses de vida.

Métodos

Local e população do estudo

Este estudo usa dados da pesquisa “Avaliação da atenção ao pré‐natal, ao parto e aos menores de um ano na Amazônia Legal e no Nordeste, Brasil, 2010”.¹³ O estudo consistiu de um corte transversal feito em 12 de junho de 2010, durante a campanha de multivacinação infantil em nove estados da Região Nordeste e oito da Amazônia Legal. A pesquisa original teve como população‐alvo mães e crianças menores de um ano dos municípios prioritários para o Pacto pela Redução da Mortalidade Infantil.

Os critérios de inclusão do estudo original foram: criança menor de um ano, moradora no mesmo município do posto de vacinação onde se fez o estudo, não ser gemelar nem adotada. Caso a mãe tivesse duas crianças menores de um ano, a criança mais nova seria eleita para o estudo, na tentativa de minimizar viés de memória materno. Para o presente estudo foram usados os dados da Região Nordeste e foram excluídas as mães com crianças menores de 15 dias, a fim de evitar o confundimento entre os sintomas de DPP e o fenômeno conhecido como maternity blues ou tristeza pós‐parto, condição caracterizada por sintomas como labilidade emocional, sentimentos de tristeza e ansiedade, frequentemente observada nas duas primeiras semanas pós‐parto.^14,15

Tamanho da amostra e amostragem

O cálculo do tamanho da amostra, para o estudo original,¹³ considerou prevalência esperada de 22% para “alguma complicação durante o parto (autorreferida)”, conforme dados da Pesquisa Nacional de Demografia e Saúde 2006/2007.¹⁶ Os planos amostrais foram elaborados com base em informações fornecidas pelas secretarias estaduais de Saúde sobre: a) número de postos de vacinação em cada município; b) estimativa do número de crianças menores de um ano que seriam vacinadas em cada posto, a partir das planilhas de campanhas de vacinação de 2009; c) tamanho da população residente menor de um ano em cada município.

Nas capitais usou‐se amostragem por conglomerado com sorteio em dois estágios. O tamanho da amostra foi multiplicado pelo fator de correção de desenho (deff = 1,5), o que determinou uma amostra de 750 pares de mãe e filho para cada estado. No primeiro estágio, foram sorteados os postos de vacinação e para o segundo estágio definiu‐se uma fração de sorteio para cada posto, para efetivação da seleção sistemática na fila de vacinação. A amostra, para todas as capitais, foi autoponderada, ou seja, todos tiveram igual probabilidade de ser selecionados.¹³

Em relação ao interior de cada estado, todos os municípios que participaram da pesquisa foram considerados estratos, o conjunto dos municípios do interior de cada estado compôs um domínio amostral. Em cada município sorteou‐se de um a seis postos de vacinação, a depender da população do município e do número de postos de vacinação existentes.¹³

A seleção sistemática do par mãe‐criança entrevistado procurou obedecer ao intervalo determinado no processo amostral, conforme fração de sorteio para cada posto de vacinação. Entretanto, esse intervalo foi reduzido no início do trabalho de campo, quando se constatou a baixa procura por vacinação nesse dia, na tentativa de ajustar o intervalo para a demanda do dia, o que atendeu aos critérios de inclusão e eleição.¹³

A amostra para o presente estudo consistiu em 2.583 pares mãe‐criança entre 15 dias e três meses. Devido a 324 casos de não resposta ao questionário, a amostra para a variável DPP resultou em 2.259 pares mãe‐criança.

Variáveis do estudo

A variável explanatória foi a DPP e as covariáveis foram condições socioeconômicas e demográficas maternas [idade, escolaridade, beneficiário do Programa Bolsa Família (PBF), programa do governo federal para garantir alimentação e acesso à educação e saúde para famílias de baixa renda)]; assistência pré‐natal (feitura do pré‐natal, número de consultas, trimestre de início, recebimento de orientação sobre AM, exame das mamas durante o pré‐natal e avaliação do pré‐natal pela gestante); assistência ao parto (tipo de maternidade, tipo de parto, presença de acompanhante durante o parto); assistência pós‐natal (mamada na primeira hora de vida, presença de acompanhante e permanência no alojamento conjunto após o parto, busca pelo serviço de saúde na primeira semana pós‐parto, recebimento de visita domiciliar por profissional da saúde da família depois do parto, recebe atualmente visita domiciliar de agente comunitário de saúde ou de algum outro profissional de saúde da família); variáveis da criança (sexo, peso ao nascer, internação no primeiro mês de vida após a alta da maternidade). A variável de desfecho foi a ausência da prática do AME nas 24 h antecedentes à entrevista.

Definição de aleitamento materno

Para a classificação do perfil de aleitamento em AME foi usada a definição da OMS: quando a criança recebe só leite materno sem outros líquidos ou sólidos, com exceção de gotas ou xaropes com vitaminas, sais de reidratação oral, suplementos minerais ou medicamentos.¹ Para classificar a criança em AME foi considerada a resposta positiva ao consumo de leite materno nas últimas 24 horas antecedentes à entrevista e negativa a todos os demais alimentos perguntados.

Avaliação da depressão pós‐parto

Para o rastreamento da depressão puerperal foi usada a Escala de Depressão Pós‐Parto de Edimburgo (Edinburgh Postnatal Depression Scale – EPDS), instrumento desenvolvido por Cox et al.,¹⁷ já traduzido e validado em diversos países, inclusive no Brasil,^18,19 e que contém perguntas sobre como a mulher se sentiu nos últimos sete dias. Essa escala pode ser autoaplicada e tem 10 itens com graduações que vão de 0 a 3, de acordo com a presença e intensidade do sintoma depressivo. Neste estudo a escala foi aplicada por meio de entrevista. Foi adotado como ponto de corte para a DPP o escore ≥ 12, com vistas ao bom valor preditivo apresentado em estudos de validação e a possibilidade de melhor comparabilidade com pesquisas feitas na região e que também usaram o mesmo ponto de corte.^20,21

Coleta de dados

Para a coleta de dados foi usado formulário com perguntas fechadas e pré‐codificadas sobre características sociodemográficas da família, atenção ao pré‐natal, parto e puerpério, sintomas de depressão pós‐parto, além de dados sobre a saúde da criança. A entrevista foi feita após a vacinação, em sala reservada para esse propósito na Unidade Básica de Saúde (UBS), apenas com as mães e crianças que cumpriram os critérios de inclusão. Nas capitais foram feitas visitas domiciliares quando as crianças menores de três meses não foram acompanhadas pela mãe no dia da campanha de vacinação, com a finalidade de aplicar a EPDS à mãe, para, com isso, fazer uma busca ativa de possíveis casos de DPP.

Plano de análise

Para a análise do banco de dados usou‐se o programa estatístico Statistical Package for the Social Sciences (SPSS), versão 13.0 (SPSS para Windows, versão 13.0, EUA). As associações entre as variáveis foram expressas através do odds ratio (OR) e respectivos intervalos de confiança de 95% (IC95%). Definiu‐se como categoria de referência aquela que teoricamente tivesse maior chance de a mãe amamentar exclusivamente. Usou‐se o teste do qui‐quadrado de Pearson para avaliar a associação entre as variáveis categóricas, assumiu‐se significância estatística quando p < 0,05.

Com o objetivo de controlar os possíveis fatores de confusão, fez‐se análise de regressão logística multivariada, selecionaram‐se para essa análise as variáveis com valor de p < 0,20 nas análises bivariadas. Para os ajustes dos OR adotou‐se a abordagem hierarquizada de entrada das variáveis em blocos, em três níveis de determinação, com o método Enter. Foram mantidas nos modelos apenas as variáveis que apresentaram valor de p < 0,20. No Modelo 1 introduziram‐se as variáveis socioeconômicas e demográficas maternas. No Modelo 2 incluíram‐se as relacionadas à assistência pré‐natal e no Modelo 3 as relacionadas à assistência pós‐natal, as variáveis da criança e a ocorrência de DPP.

Aspectos éticos

O projeto foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Escola Nacional de Saúde Pública (ENSP/Fiocruz), de acordo com a resolução n°196/96, do Conselho Nacional de Saúde, com protocolo de pesquisa n°56/10 e CAAE: 0058.0.031.000‐10.

Antes da aplicação do questionário, as mães que aceitaram participar deste estudo assinaram o termo de consentimento livre e esclarecido e ficaram cientes de que estavam assegurados a confidencialidade e o sigilo acerca das informações prestadas. Ao serem identificados sintomas sugestivos de depressão pós‐parto foi feito o encaminhamento para atendimento pelos Centros de Atendimento Psicossocial (CAPS).

Resultados

A amostra foi composta por 2.583 pares de mãe‐criança entre 15 dias e três meses, das quais 2.259 (87,5%) tiveram o questionário acerca da saúde mental materna preenchido. Dentre essas, aproximadamente 12% apresentaram DPP. A maior parcela das mães tinha entre 20‐29 anos (55,3%) e oito ou mais anos de estudo (71,9%). Das crianças, 41,5% estavam na faixa entre 31‐60 dias, 5,9% nasceram com baixo peso e 50,8% tinham sua alimentação composta exclusivamente por leite materno. Sobre a assistência à saúde, foi observado que 98,7% fizeram o acompanhamento pré‐natal, 80,9% em serviço público. Dentre essas, a maioria, 78,8%, iniciou esse acompanhamento no primeiro° trimestre de gestação e 77,2% ≥ seis consultas de pré‐natal.

As tabelas 1‐3 apresentam as análises bivariadas, foram selecionadas as variáveis com p < 0,20 para a análise de regressão logística.

Tabela 1.

Condições socioeconômicas e assistência pré‐natal em relação à ausência do aleitamento materno exclusivo em menores de três meses. Região Nordeste, 2010

Variáveis	Aleitamento materno exclusivo
	Total		Não		OR	(IC 95%)	p
	n	%	n	%
Modelo 1
Idade materna (anos)							< 0,001
≤19	538	21,2	317	59	1,93	1,52‐2,44
20‐29	1405	55,3	672	48,1	1,24	1,02‐1,50
≥30	598	23,5	255	42,8	1
Escolaridade materna (anos)							0,009
0‐3	163	6,4	86	53,1	1,27	0,92‐1,75
4‐7	555	21,7	300	54,2	1,32	1,09‐1,60
≥8	1841	71,9	864	47,1	1
Recebe Bolsa Família							0,005
Sim	804	31,2	427	53,3	1,27	1,08‐1,50
Não	1772	68,8	835	47,3	1
Modelo 2
Tipo de serviço PN							0,011
Privado	479	19,1	207	43,6	0,77	0,63‐0,94
Público	2025	80,9	1011	50,1	1
Início do PN							0,001
3° trimestre	29	1,2	18	62,1	1,84	0,86‐3,92
2° trimestre	502	20	275	55	1,37	1,13‐1,67
1° trimestre	1980	78,8	929	47,1	1
N° consultas PN							0,027
<5	533	22,8	280	52,6	1,24	1,02‐1,51
≥6	1804	77,2	847	47,2	1

IC, intervalo de confiança; OR, odds ratio; PN, pré‐natal.

Tabela 2.

Assistência pré‐natal e variáveis da criança em relação à ausência do aleitamento materno exclusivo em menores de três meses. Região Nordeste, 2010

Variáveis	Aleitamento materno exclusivo
	Total		Não		OR	(IC 95%)	p
	N	%	n	%
Modelo 2
Orientação sobre AM no PN							0,038
Nunca		1131	45,7	574	50,8	1,03
Algumas vezes		783	31,7	350	45	0,82
Todas as vezes		558	22,6	279	50,1	1
Exame das mamas no PN							0,038
Nunca	1131	45,7	574	50,8	1,03	0,84‐1,26
Algumas vezes	783	31,7	350	45	0,82	0,66‐1,02
Todas as vezes	558	22,6	279	50,1	1
Avaliação materna do PN							0,074
Muito ruim/Ruim	121	4,8	70	57,9	1,44	0,99‐2,09
Satisfatória	292	11,5	132	45,5	0,88	0,69‐1,12
Boa/Muito boa	2120	83,7	1030	48,8	1
Modelo 3
Sexo da criança							0,123
Masculino	1299	50,3	656	50,7	1,13	0,97‐1,32
Feminino	1283	49,7	609	47,7	1
Peso ao nascer (g)							0,479
≤ 2.499	149	5,9	80	53,7	1,23	0,88‐1,72
2.500‐2.999	495	19,6	243	49,1	1,02	0,84‐1,25
≥ 3.000	1884	74,5	912	48,5	1
Internação da criança no 1° mês							0,112
Sim	167	6,5	92	55,1	1,29	0,94‐1,77
Não	2397	93,5	1166	48,7	1

AM, aleitamento materno; IC, intervalo de confiança; OR, odds ratio; PN, pré‐natal.

Tabela 3.

Assistência ao parto, pós‐natal e saúde mental materna em relação à ausência do aleitamento materno exclusivo em menores de três meses. Região Nordeste, 2010

Variáveis	Aleitamento materno exclusivo
	Total		Não		OR	(IC 95%)	p
	N	%	n	%
Modelo 3
Tipo de maternidade							0,03
Privada/Outro	489	19,3	218	44,9	0,8	0,66‐0,98
Pública	2044	80,7	1026	50,3	1
Tipo de parto							0,007
Cesariana	1252	50,2	578	46,5	0,81	0,69‐0,94
Normal	1241	49,8	643	51,9	1
Acompanhante no parto							0,404
Não	1463	61	724	49,7	1,07	0,91‐1,26
Sim	934	39	446	47,9	1
Acompanhante no pós‐parto							0,469
Não	640	26,3	322	50,5	1,07	0,89‐1,28
Sim	1797	73,7	874	48,8	1
Mamada na 1ª hora							0,102
Não	942	38	481	51,2	1,14	0,97‐1,34
Sim	1537	62	732	47,8	1
Alojamento conjunto							0,704
Não	325	13,1	163	50,2	1,05	0,83‐1,32
Sim	2162	86,9	1056	49	1
Buscou serviço de saúde na 1ª semana pós‐parto							0,279
Sim	1380	53,9	661	48,1	0,92	0,78‐1,07
Não	1182	46,1	593	50,3	1
Visita do ACS no pós‐parto							0,313
Não	1223	47,9	599	48,2	0,92	0,79‐1,08
Sim	1332	52,1	652	50,2	1
Visita do ACS atualmente							0,025
Não	1247	48,9	572	46,8	0,84	0,72‐0,98
Sim	1302	51,1	683	51,3	1
Depressão pós‐parto							<0,001
Sim	267	11,8	158	59,2	1,61	1,24‐2,08
Não	1992	88,2	943	47,4	1

ACS, agente comunitário de saúde; IC, intervalo de confiança; OR, odds ratio.

A tabela 4 mostra, após ajuste na análise de regressão logística multivariada, chance significantemente maior de ausência do AME entre crianças cujas mães apresentaram DPP (OR = 1,63), eram adolescentes (OR = 1,89), iniciaram o pré‐natal mais tardiamente (OR = 2,14) e estavam inseridas no Programa Bolsa Família (OR = 1,25).

Tabela 4.

Regressão logística dos fatores associados à ausência do aleitamento materno exclusivo em menores de três meses. Região Nordeste, 2010

Variáveis	OR ajustado	IC 95%	p
Modelo 1
Idade materna			< 0,001
≤ 19 anos	1,89	1,5‐2,4
20‐29 anos	1,27	1,1‐1,5
≥ 30 anos	1
Recebe Bolsa Família			0,016
Sim	1,25	1,1‐1,5
Não	1
Modelo 2
Início do PN			0,032
3° trimestre	2,14	0,8‐5,4
2° trimestre	1,32	1,0‐1,7
1° trimestre	1
Avaliação materna do PN			0,101
Muito ruim/Ruim	1,34	0,9‐2,0
Satisfatória	0,82	0,6‐1,1
Boa/Muito boa	1
Modelo 3
Mamada na 1ª hora			0,117
Não	1,17	0,9‐1,4
Sim	1
Visita do ACS atualmente			0,117
Não	0,86	0,7‐1,0
Sim	1
Depressão pós‐parto			<0,001
Sim	1,63	1,2‐2,2
Não	1

ACS, agente comunitário de saúde; IC, intervalo de confiança; OR, odds ratio; PN, pré‐natal.

Modelo 1: ajustado pela escolaridade materna.

Modelo 2: ajustado pelas variáveis do Modelo 1 e pelas variáveis: tipo de serviço pré‐natal, número de consultas no pré‐natal, exame das mamas no pré‐natal, orientação sobre aleitamento materno no pré‐natal.

Modelo 3: ajustado pelas variáveis dos Modelos 1 e 2 e pelas variáveis: sexo da criança, internação no 1° mês, tipo de parto e tipo de maternidade.

Discussão

Este estudo evidenciou uma prevalência de 12% para a DPP em mães com crianças entre 15 dias e três meses. Estudos conduzidos no Brasil sobre essa temática revelam estimativas bastante variadas, que vão de 7,2% a 39,4%.^14,22 Essa disparidade nos resultados pode ser atribuída ao emprego de diversas estratégias metodológicas, como diferentes desenhos de estudo e distintos instrumentos para rastreamento e diagnóstico, assim como o momento em que foi feita a entrevista depois do parto.^6,11

Estudo feito em Recife (PE), com amostra de 276 puérperas entre a 4ª e 6ª semana pós‐parto, que usou a EPDS como instrumento de rastreamento e também considerou como ponto de corte o escore ≥12, encontrou prevalência de DPP em 10,5% das mulheres pesquisadas.²⁰ Em contrapartida, Andrade Gomes et al. ²³ usaram a EPDS com escore ≥13 e encontraram prevalência superior em estudo feito em maternidades de Fortaleza (CE), nas quais 24,2% das mulheres pesquisadas apresentaram sintomatologia de DPP. Essas estimativas divergentes podem ser decorrentes, dentre outros fatores, dos distintos momentos em que foram feitas as pesquisas, dos diferentes pontos de corte do instrumento de rastreamento e do método usado para seleção da amostra.

No presente estudo verificou‐se que mães com sintomas sugestivos de DPP tiveram chance 1,63 vez significantemente maior de interrupção do AME. Esse resultado aponta para a importância de se investigar a saúde mental materna como um dos possíveis fatores determinantes do desmame precoce.

A relação entre a DPP e a prática do AME ainda não está bem estabelecida na literatura. Entretanto, essa temática tem sido alvo de diversos estudos científicos, visto que uma das consequências decorrentes da DPP pode ser a redução da duração da amamentação exclusiva.⁶ Apesar dessa observação, ainda não há um consenso, pois enquanto algumas pesquisas apontam que mães com sintomas depressivos estão mais propensas a abandonar precocemente a prática do aleitamento materno exclusivo,^4,8 outras não encontram associação entre esses fatores.^9,10

O resultado encontrado neste estudo é concordante com o obtido por Hasselmann et al.,⁸ que avaliaram a associação entre DPP e a interrupção precoce do AME nos dois primeiros meses de vida, com a EPDS ≥12 como método para rastreamento. Esses autores encontraram que filhos de mães com sintomatologia depressiva tinham risco maior para interrupção da amamentação exclusiva, tanto no primeiro mês (RR = 1,46; p = 0,06) quanto no segundo mês de seguimento (RR = 1,21; p = 0,03), mesmo após essas variáveis serem controladas por potenciais fatores de confundimento.

Resultados semelhantes aos dos estudos acima citados foram obtidos por Gaffney et al.⁵ com o EPDS >10 como ponto de corte para indicação de DPP. Esses autores verificaram que mães com sintomas depressivos tinham maior chance de amamentar com menor intensidade, calculada pela proporção média de leite materno, e a adição, de forma precoce, de cereais à alimentação dos lactentes menores de dois meses. Uma das justificativas para esse achado é que a autoeficiência da amamentação, que é demonstrada pela confiança materna em amamentar, tende a ser afetada pela sintomatologia depressiva.⁴ Na literatura há referência de maior probabilidade de mulheres com elevada autoestima no pós‐parto permanecerem por mais tempo em AME.²⁴

Neste estudo também se observou uma tendência maior de interrupção do AME em mulheres mais jovens. As adolescentes (≤ 19 anos) apresentaram chance 1,89 vez maior de interromper precocemente do AME, enquanto que as mulheres entre 20 e 29 anos mostraram chance 1,27 vez maior quando comparadas com aquelas ≥ 30 anos. Diversos estudos confirmam o resultado encontrado, visto que sugerem que a idade materna pode estar associada com a interrupção do AME, de forma que quanto mais jovem é a mãe, maior seria o risco para o desmame precoce.^3,25 Esse achado pode ser explicado pela maior experiência e pelo maior conhecimento acerca da amamentação por mulheres com mais idade, pela possível insegurança das adolescentes quanto à habilidade de amamentar²⁶ e também pelo fato de essas serem mais propensas a erros de introdução alimentar, o que pode estar relacionado ao baixo poder aquisitivo ou à repetição do hábito alimentar, que em muitos casos se apresenta inadequado.²⁷

Estudos relacionam a renda per capita mais elevada como fator protetor para o AME.^28,29 Neste estudo observou‐se que as famílias beneficiárias do PBF, aquelas que tinham menor renda familiar per capita, tinham maior chance de interromper precocemente o AME (OR = 1,25; p = 0,016), o que apontou então a importância da investigação da baixa condição socioeconômica como fator de risco para o desmame precoce.

Em contrapartida ao resultado encontrado, Mascarenhas et al.²⁹ observaram que crianças de famílias extremamente pobres não tiveram risco aumentado de interrupção precoce do AME, o que poderia ser justificado pela falta absoluta de condições de adquirir o substituto para o leite materno. Segundo Carrascoza et al.,³⁰ a análise da influência dessa condição pode apresentar caráter dicotômico, visto que as famílias de alto nível socioeconômico apresentam, na maioria das vezes, nível de instrução mais elevado, o que seria um facilitador para a compreensão dos benefícios da amamentação, ao mesmo tempo em que têm maior acesso aos substitutos do leite materno. Por outro lado, as famílias de baixo nível socioeconômico apresentam, geralmente, menor nível de instrução, o que influenciaria negativamente a prática do AME.

Além dos fatores socioeconômicos e demográficos, há também a influência de questões relativas à assistência à saúde, especificamente no período pré‐natal. Neste estudo foi verificada maior chance para interrupção precoce da amamentação exclusiva nas mães que iniciaram o pré‐natal tardiamente. Esse resultado foi concordante com o observado por Oliveira et al.,² em pesquisa feita em município do semiárido da Paraíba, no qual encontraram maior duração mediana do tempo de sobrevida do aleitamento exclusivo/predominante entre aquelas mulheres que iniciaram o pré‐natal mais precocemente.

Pesquisas mostram que orientações oferecidas durante a assistência pré‐natal contribuem para a decisão da mulher pelo AM e para a sua duração, provavelmente por ser a assistência ao pré‐natal um momento propício para intervenções educativas que visem à orientação e ao incentivo à prática da amamentação.^2,31

Este estudo foi feito em regiões estratégicas para as políticas da redução das iniquidades em saúde, especialmente para o grupo materno‐infantil, aproveitou a campanha de multivacinação, o que possibilitou abranger uma amostra representativa da população, além de priorizar aspectos relevantes da assistência à saúde e nutrição dos lactentes. Considerando o caráter transversal do presente estudo, alguns aspectos abordados, pela sua complexidade, poderiam ser obtidos com maior fidedignidade em um acompanhamento prospectivo.

Os achados deste estudo reforçam que a gênese da interrupção precoce do AME pode ser caracterizada como multifatorial, visto que há uma complexa inter‐relação entre as dimensões econômicas, culturais, de assistência à saúde e apoio social envolvidas no modelo explicativo da duração da amamentação exclusiva. Com vistas aos aspectos analisados, dentre os diversos fatores associados destacamos a importância de estudos que investiguem a influência da saúde mental da puérpera, devido às repercussões causadas na interação mãe‐bebê²³ e na prática do AME, a fim de subsidiar ações que promovam atenção integral à saúde materno‐infantil.

Financiamento

Ministério da Saúde, Secretaria de Ciência, Tecnologia e Insumos Estratégicos, Departamento de Ciência e Tecnologia.

Conflitos de interesse

Os autores declaram não haver conflitos de interesse.

Agradecimentos

Ao Ministério da Saúde, pelo financiamento da pesquisa e por ceder o banco de dados; às mulheres participantes; à equipe do trabalho de campo; aos coordenadores da pesquisa; ao Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq), pela bolsa de produtividade em pesquisa de Marilia Lima e Pedro Lira.