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Vol. 89. Núm. 4.
Páginas 346-353 (Julho - Agosto 2013)
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Vol. 89. Núm. 4.
Páginas 346-353 (Julho - Agosto 2013)
Artigo Original
Open Access
Impact of breastfeeding on the intelligence quotient of eight-year-old children
Impacto do aleitamento materno no coeficiente de inteligência de crianças de oito anos de idade
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Ana L.M. Fonsecaa,
Autor para correspondência
anamellofonseca@yahoo.com.br

Corresponding author.
, Elaine P. Albernazb, Cristina C. Kaufmannc, Ivana H. Nevesd, Vera L. M. de Figueiredoe
a Pediatra. Mestranda, Programa de Pós-graduação em Saúde e Comportamento, Universidade Católica de Pelotas (UCPel), Pelotas, RS, Brasil
b Pediatra. Doutora em Epidemiologia pela Universidade Federal de Pelotas (UFPel) Pelotas, RS, Brasil. Professora Adjunta de Pediatria do Programa de Pós-graduação em Saúde e Comportamento, UCPel, Pelotas, RS, Brasil
c Doutora em Saúde e Comportamento, UCPel, Pelotas, RS, Brasil
d Graduanda de Psicologia, UCPel, Pelotas, RS, Brasil
e Doutora em Psicologia, Universidade de Brasília (UnB), Brasília, DF, Brasil
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Estatísticas
Figuras (1)
Tabelas (3)
Tabela 1. Distribuição da amostra conforme características sociodemográficas, maternas e das crianças. Pelotas (RS), 2012.
Tabela 2. Análises brutas das variáveis independentes e a média de pontos obtida no Teste de Raven. Pelotas (RS), 2012.
Tabela 3. Análises brutas e ajustadas para capacidade intelectual em desfecho dicotômico, considerando prevalência de melhor desempenho* em Pelotas (RS), 2012.
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Abstract
Objective

This study aimed to determine the influence of breastfeeding on the intellectual capacity of children from a cohort in a developing country, with a control for the main confounding factors.

Methods

A prospective cohort study was performed including all infants born in the hospitals of a medium-size city, and a random sample of these newborns was monitored at 30, 90, and 180 days of life, and at age 8 years. Several aspects of breastfeeding were assessed in the follow-up and, at 8 years, general intellectual capacity was assessed through the Raven's Colored Progressive Matrices test. The statistical analyses used Student's t-test, ANOVA, and linear regression and logistics, considering p-values less than 0.05 as statistically significant associations.

Results

At age 8 years, 560 children were assessed with Raven's Colored Progressive Matrices test. The average score was 22.56 points, with a standard deviation of 5.93. The difference in the averages found between the breastfed and non-breastfed groups at six months of age was 1.33 (p = 0.008). Mother's and child's skin color, social and economic class, maternal education and smoking, and breastfeeding at six months of age (p = 0.007) were still associated with the outcome.

Conclusions

Children that were breastfed for six months or more had better performance in the general intellectual assessment, even after adjusting for the main confounding factors.

Keywords:
Child
Breastfeeding
Intelligence
Development Introdução
Resumo
Objetivo

O objetivo deste estudo foi determinar a influência do aleitamento materno na capacidade intelectual de crianças pertencentes a uma coorte de um país em desenvolvimento, controlando para os principais fatores de confusão.

Métodos

Foi realizado um estudo de coorte prospectiva com todos os recém-nascidos nos hospitais de uma cidade de porte médio e acompanhou-se uma amostra aleatória destes aos 30, 90 e 180 dias de vida e aos 8 anos. No acompanhamento foram avaliados diversos aspectos da amamentação e, aos 8 anos, foi realizada avaliação da capacidade intelectual geral aplicando-se o Teste de Raven. As análises estatísticas utilizaram Teste T, ANOVA e regressão linear e logística, considerando como associações estatisticamente significativas aquelas cujo valor de p foi inferior a 0,05.

Resultados

Aos 8 anos 560 crianças participaram da avaliação com o Teste de Raven. A média da pontuação das crianças no teste foi de 22,56 pontos com desvio padrão de 5,93. A diferença de médias entre os grupos em aleitamento materno ou não, aos seis meses, foi de 1,33 (p = 0,008). Permaneceram associadas ao desfecho, após regressão linear e logística, a cor materna e da criança, classe socioeconômica, escolaridade e tabagismo maternos e o aleitamento materno aos 6 meses de idade (p = 0,007).

Conclusões

As crianças que mamaram por seis meses ou mais tiveram melhor desempenho na avaliação intelectual geral, mesmo após ajuste para os principais fatores de confundimento.

Palavras-chave:
Criança
Aleitamento materno
Inteligência
Desenvolvimento
Texto Completo
1Introdução

A amamentação apresenta claros benefícios em curto prazo para a saúde infantil, principalmente redução da morbi- dade e mortalidade por doenças infecciosas.1–3 Por outro lado, ainda há alguma controvérsia sobre as consequências a longo prazo do aleitamento materno (AM). A Organização Mundial da Saúde publicou em 2007 uma revisão sistemáti- ca e meta-análise que avaliou benefícios em longo prazo do AM. Os autores concluíram que a amamentação pode con- tribuir para o desenvolvimento intelectual, porém sugerem que apenas observações em longo prazo podem fornecer uma estimativa mais precisa do impacto da amamentação no desenvolvimento cognitivo.4

Uma revisão de literatura, publicada por Jain, em 2002, tentou determinar o quanto a amamentação tem efeito benéfico sobre o intelecto. A pesquisa identificou 40 publi- cações e, destas, 68% concluíram que a amamentação pro- move a inteligência, porém muitos estudos apresentavam falhas metodológicas. Apenas dois com recém-nascidos a termo apresentavam boa qualidade e destes apenas um concluiu que o efeito da amamentação sobre a inteligência era significativo.5

O desempenho cognitivo de um indivíduo é um proces- so complexo e influenciado por diversos fatores de ordem genética e ambiental, que interagem entre si, e, muito provavelmente, o AM seja um destes fatores.6 Um processo crucial no desenvolvimento neuronal é a mielinização que é muito rápida nos primeiros dois anos depois do nascimento e, a partir daí, continua em ritmo mais lento durante a infância e durante a adolescência.7 Sabe-se que o ácido araquidônico (AA) e o ácido docosa-hexaenóico (DHA) são importantes componentes lipídicos para o desenvolvimen- to das membranas celulares, especialmente das células da retina e do sistema nervoso central. Estes ácidos graxos de cadeia longa estão presentes no leite materno, mas não na maioria das fórmulas lácteas infantis.8 O AA e o DHA se acu- mulam no cérebro e na retina mais rapidamente durante o último trimestre da gestação e nos primeiros meses após o nascimento.4

O lactente precisa de suficiente estimulação e previsi- bilidade em seu ambiente para maximizar o período ini- cial de rápido crescimento e plasticidade cerebral. Uma dieta inadequada ou uma significativa falta de estimulação - principalmente estimulação verbal - nos primeiros meses podem acarretar efeitos negativos sobre o progresso cogni- tivo posterior da criança.7 Além das propriedades químicas o AM aumenta o vínculo entre mãe e bebê, o que pode con- tribuir para o desenvolvimento intelectual da criança.4

Há fortes indícios na literatura,4,9 porém ainda não con- clusivos, de que o AM promove o desempenho cognitivo. Estudos randomizados não são viáveis do ponto de vista ético, o que dificulta a comprovação (ou não) desta asso- ciação. A grande maioria dos estudos foi realizada em países desenvolvidos, estudos em países em desenvolvimento para verificar essa associação ainda são escassos. Este estudo teve como objetivo avaliar, em uma coorte de nascimen- tos, a relação entre o AM e o desempenho intelectual das crianças aos 8 anos de idade.

2Métodos

Foi realizado um estudo de coorte prospectivo que incluiu todos os nascimentos ocorridos em todos os hospitais da cidade de Pelotas no período de setembro de 2002 a maio de 2003 e acompanhou uma amostra aleatória de 30% des- tes aos 30, 90 e 180 dias de vida e aos oito anos de idade. Foram incluídos no estudo todos os recém-nascidos de mães residentes na zona urbana de Pelotas, sem contraindicação ao AM (exemplo: malformações graves ou mãe HIV positi- vo). Como o objeto inicial do estudo de coorte era avaliar aspectos da amamentação, foram excluídos os recém-nas- cidos que necessitaram de internação hospitalar logo após o nascimento e que permaneceram por mais de 24 horas longe de suas mães.

A amostra da coorte inicial foi baseada em um nível de confiança de 95% e um poder estatístico de 80%, para expo- sições variando entre 15 e 80%, e tinha se estimado um acréscimo de 15% no cálculo inicial para possíveis perdas e controle de fatores de confusão em potencial. Para as asso- ciações avaliadas aos oito anos, foi realizado cálculo a pos- teriori, mostrando a necessidade de uma amostra de 436 crianças. O Projeto de Pesquisa foi aprovado pelo Comitê de Ética da Universidade Católica de Pelotas e as mães ou responsáveis assinaram um Termo de Consentimento Livre e Esclarecido.

Na visita dos oito anos, tentaram-se localizar as crianças que residiam em Pelotas ou que haviam mudado para muni- cípios vizinhos através dos dados da última visita (endereço ou telefone), de busca através do sistema de informações do Pronto Socorro Municipal e do controle de internações do maior hospital da cidade, além de busca na internet, redes sociais e lista dos alunos matriculados no município. Foram consideradas perdas as crianças que não foram loca- lizadas após 3 tentativas no endereço da última visita nem nas estratégias descritas. Foram excluídas da avaliação de desenvolvimento as crianças com diagnóstico clínico de retardo mental ou com síndromes que poderiam levar a atrasos no desenvolvimento (crianças que não conseguiram realizar o teste), ou ainda com alguma intercorrência clíni- ca grave que impedisse a realização da avaliação da inteli- gência. A amostra localizada foi comparada com a amostra original, não tendo havido diferença estatisticamente signi- ficativa entre a amostra pretendida e a disponível.

As variáveis independentes foram obtidas através de coleta de dados do prontuário materno e também atra- vés de questionário padronizado aplicado às mães ou cui- dadores por entrevistadores treinados, durante as visi- tas domiciliares. A classe socioeconômica foi definida de acordo com a classificação da ABEP.10 A renda familiar foi referida pelo entrevistado em valores em reais, a esco- laridade dos pais foi considerada em anos completos de estudo com aprovação e a idade dos mesmos foi referida em anos completos de vida. A cor da pele foi avaliada atra- vés da descrição do entrevistador em branca e não branca. A presença de tabagismo materno e do companheiro foi referida pelo entrevistado. Dados sobre o sexo da criança, cor, número de filhos da mãe, peso do nascimento e idade gestacional foram obtidos do prontuário materno, quando do nascimento da criança. A idade gestacional foi obtida através do melhor dado disponível no prontuário (data da última menstruação, ecografia obstétrica ou de acordo com as características físicas do recém-nascido (Método de Capurro) e posteriormente categorizada em: prematuro (< 37 semanas) e recém-nascido a termo (≥ 37 semanas). O peso do nascimento foi categorizado em baixo peso (< 2.500g) e adequado (≥ 2.500g). Dados sobre AM foram coletados em todas as visitas e a variável “aleitamento materno” foi analisada de acordo com a duração do aleitamento e com as categorias preconizadas pela OMS,11 sendo que aleita- mento materno aos seis meses foi considerado recebimento de leite materno, diretamente do seio ou extraído, inde- pendente de estar recebendo qualquer alimento ou líqui- do, incluindo o leite não humano. Os entrevistadores eram acadêmicos do curso de Medicina.

Para avaliar a capacidade intelectual geral foi utiliza- do o teste “Matrizes Progressivas Coloridas de Raven”,12 adaptado ao contexto brasileiro. Este teste é indicado para avaliar o desenvolvimento intelectual na escola, em diag- nósticos clínicos e em estudos interculturais e antropológi- cos. É constituído por três séries de 12 itens: A, Ab e B. Os itens estão dispostos em ordem de dificuldade crescente em cada série, sendo cada série mais difícil que a ante- rior. Os itens consistem em um desenho ou matriz com uma parte faltando, abaixo do qual são apresentadas seis alter- nativas, uma das quais completa a matriz corretamente. O examinando deve escolher uma das alternativas com a parte que falta.13 O teste foi aplicado de forma individu- al, em uma segunda visita domiciliar específica para sua aplicação e as respostas eram anotadas pelo entrevistador em folhas de resposta padronizadas. Para análise, foram consideradas as pontuações brutas obtidas pelas crianças no teste (podendo variar de 1 a 36 acertos). Esta pontuação foi transformada em percentil conforme tabela de referên- cia para correção no manual do teste12 onde: Percentil ≤ 5 significa intelectualmente deficiente, entre 6 e 25 abaixo da média na capacidade intelectual, entre 26 e 74 intelec- tualmente médio, entre 75 e 94 acima da média na capa- cidade intelectual geral e acima de 95 intelectualmente superior. Posteriormente foram categorizados em 3 grupos: Percentil ≤ 25 abaixo da média ou intelectualmente defi- ciente, entre 26 e 74 intelectualmente médio e ≥ 75 acima da média na capacidade intelectual ou intelectualmente superior. Os testes eram aplicados por acadêmicos do curso de Psicologia e foram treinados por uma psicóloga com experiência na aplicação do mesmo.

Foi realizado controle de qualidade através da aplicação de um questionário sintetizado a uma amostra aleatória de 10% de todas as crianças, com o objetivo de avaliar a qualidade e veracidade dos dados coletados. Para a análise dos dados foi utilizado o programa Epi-Info 6.0 e o pacote estatístico Stata 11.0. O modelo teórico, detalhado na Fig. 1, foi criado considerando a relação hierárquica entre as variáveis para identificar possíveis fatores de confusão na análise dos dados.

Figura 1.

Modelo teórico.

(0,22MB).

Inicialmente foram obtidas as frequências das variáveis independentes para caracterizar a amostra do estudo. Depois foi realizada análise bivariada entre os fatores de exposição e o desfecho utilizando teste T para exposições dicotômicas e ANOVA para exposições ordinais. Para a aná- lise multivariável foram utilizadas regressão linear (para avaliação do desfecho como média) e regressão logística (quando este foi avaliado de forma dicotômica: Percentil < 75 versus ≥ 75, caracterizando capacidade intelectual abaixo da média ou média versus capacidade intelectu- al superior) e foram mantidas no modelo as variáveis com p < 0,10 por serem consideradas fatores de confusão em potencial. Ao final da análise somente as variáveis com p < 0,05 foram consideradas associadas ao desfecho de manei- ra estatisticamente significativa.

3Resultados

No período do estudo nasceram 3449 crianças, das quais 81% residiam na zona urbana de Pelotas. Aos 30 dias, foram acompanhadas 951 crianças (2,3% de perdas); aos 90 dias, 940 (3,4% de perdas) e, aos seis meses, 931 (4,3% de per- das). Os resultados desses acompanhamentos estão des- critos em publicação anterior.14 Aos oito anos 616 crianças foram localizadas, sendo que, 560 participaram da segunda visita para aplicação do teste de Raven. Foram excluídas da avaliação: 38 (6,2%) crianças que não foram localizadas após três tentativas, 8 (1,3%) que apresentavam alguma doença ou intercorrência clínica que impedisse a realização do teste e 10 (1,6%) que recusaram.

Dos 560 binômios acompanhados, 296 (52,9%) mães ama- mentaram seus bebês até pelo menos o sexto mês de vida. Cerca de metade da amostra 247 (44,1%) recebeu aleita- mento materno exclusivo até o terceiro mês de vida e, ape- nas, 45 (8%) mães amamentaram seus filhos por menos de 30 dias. Aos seis meses apenas 88 (15,7%) crianças estavam recebendo aleitamento materno exclusivo. Não foi encon-trada diferença estatisticamente significativa nas taxas de aleitamento aos seis meses entre as diferentes classes sociais (p = 0,47) e os diferentes níveis de escolaridade materna (p = 0,88).

As características sociodemográficas e econômicas da amostra, assim como outros dados maternos e infantis encontram-se na tabela 1. Em relação à idade gestacional, 89,5% das crianças eram a termo e quanto ao estado nutri- cional, aos 8 anos, 51,4% eram eutróficos.

Tabela 1.

Distribuição da amostra conforme características sociodemográficas, maternas e das crianças. Pelotas (RS), 2012.

Variável 
Classe econômica (ABEP)     
A1 e A2  22  3,9 
B1 e B2  186  33,2 
C1 e C2  296  52,9 
D e E  56  10,0 
Renda familiara     
≤ 1  75  13,4 
1,01-3  294  52,5 
3,01-6  131  23,4 
> 6  60  10,7 
Mãe vive com companheiro     
Sim  437  78,1 
Não  115  20,5 
Ignorado  1,4 
Escolaridade maternab     
Analfabeto/3a série fundamental  29  5,2 
4a série fundamental completo  161  28,8 
Fundamental completo  120  21,4 
Médio completo  198  35,4 
Superior completo  47  8,4 
Ignoradac  0,9 
Idade paternab     
24 a 30 anos  99  17,7 
31 a 40 anos  256  45,7 
> 40 anos  198  35,4 
Ignorada  1,3 
Idade maternab     
≤ 25 anos  42  7,5 
26 a 35 anos  282  50,4 
> 35 anos  233  41,6 
Ignorada  0,5 
Cor materna     
Branca  415  74,1 
Não branca  145  25,9 
Tabagismo materno     
Sim  158  28,2 
Não  402  71,8 
Número de filhos     
131  23,4 
Mais de 1  429  76,6 
Sexo da criança     
Masculino  289  51,6 
Feminino  271  48,4 
Cor da criança     
Branca  392  70,0 
Não branca  168  30,0 
Peso do recém-nascido     
< 2500 g  43  7,7 
≥ 2500 g  517  92,3 
Aleitamento materno aos 6 meses     
Sim  296  52,9 
Não  264  47,1 
Percentil da criança no Teste de Raven     
≥ 75  265  47,3 
26 - 74  252  45 
≤ 25  43  7,7 
Total  560  100 
a

Em salários-mínimos.

b

Em anos completos.

c

Óbitos maternos.

Na avaliação com o teste de Raven 43 (7,7%) crianças estavam intelectualmente abaixo da média ou intelectual- mente deficientes. A média da pontuação das crianças no teste foi de 22,56 pontos com desvio padrão de 5,93 que, para a faixa etária, corresponde a um percentil 60, ou seja, intelectualmente na média.

Na análise bivariada, as seguintes variáveis não foram associadas de forma significativa ao desfecho: idade da mãe (p = 0,98) e do pai (p = 0,95), sexo da criança (p = 0,25), escore Z para o peso (p = 0,30), idade gestacional (p = 0,19) e presença de companheiro materno (p = 0,08) não sendo apresentadas em tabela. As associações estatis- ticamente significativas estão detalhadas na tabela 2. Não foi observada associação significativa entre aleitamento materno exclusivo aos um, três e seis meses com o desem- penho das crianças no teste.

Tabela 2.

Análises brutas das variáveis independentes e a média de pontos obtida no Teste de Raven. Pelotas (RS), 2012.

Variavel  Media pontos Raven  (IC 95%)  DP  p-valor 
Renda familiar         
1 salario-minimo  20,53 (19,37-21,69)  5,02     
1,01 a 3 salarios-minimos  21,97 (21,28-22,67)  5,93     
3,01 a 6 salarios-minimos  23,73 (22,75-24,72)  5,69     
> 6 salarios-minimos  25,91 (24,41-27,42)  5,81  < 0,001   
Classe socioeconomica         
A1 a A2  26,31 (24,00-28,63)  5,21     
B1 a B2  24,44 (23,59-25,30)  5,88     
C1 a C2  21,82 (21,18-22,47)  5,64     
D a E  18,71 (17,39-20,04)  4,94  < 0,001   
Escolaridade da mae         
Analfabeto/3a serie fundamental  17,90 (16,00-19,79)  4,98     
4a serie fundamental completo  21,05 (20,19-21,91)  5,55     
Fundamental completo  22,32 (21,21-23,42)  6,11     
Medio completo  23,89 (23,10-24,69)  5,66     
Superior completo  25,55 (23,91-27,20)  5,61  < 0,001   
Escolaridade do pai         
Analfabeto/4a serie fundamental  19,95 (18,87-21,03)  5,05     
Fundamental completo  21,70 (21,04-22,37)  5,71     
Medio/Superior  25,11 (24,28-25,95)  5,75  < 0,001   
Trabalho materno externo         
Sim  23,41 (22,59-24,23)  5,87     
Nao  22,09 (21,48-22,70)  5,92  0,01   
Cor da mae         
Branca  23,35 (22,79-23,93)  5,88     
Nao branca  20,27 (19,38-21,17)  5,46  < 0,001   
Tabagismo materno         
Sim  20,17 (19,36-21,00)  5,22     
Nao  23,50 (22,92-24,08)  5,94  < 0,001   
Numero de filhos         
Um  23,99 (23,02-24,97)  5,63     
Mais de um  22,12 (21,56-22,69)  5,96  0,002   
Peso do nascimento         
< 2500 gramas  20,62 (18,97-22,28)  5,38     
≤ 2500 gramas  22,72 (22,21-23,23)  5,95  0,026   
Cor da crianca         
Branca  23,74 (23,17-24,33)  5,84     
Nao branca  19,79 (19,00-20,58)  5,19  < 0,001   
AM aos 6 meses         
Sim  23,19 (22,51-23,87)  5,91     
Nao  21,86 (21,14-22,57)  5,90  0,008   

AM, aleitamento materno; DP, desvio-padrão; IC, intervalo de confiança.

Foram incluídas na análise multivariável as variáveis: renda familiar, classe socioeconômica, escolaridade da mãe e do pai, cor da mãe, situação marital, número de filhos, tabagismo materno, trabalho materno fora de casa, cor da criança, peso do nascimento e AM aos seis meses de idade. Permaneceram associadas ao desfecho a cor da mãe e da criança, classe socioeconômica, escolaridade da mãe, tabagismo materno e AM aos 6 meses (p = 0,007).

Ao avaliar o desempenho de forma dicotômica, as crianças amamentadas por seis meses ou mais obtiveram melhor desem- penho no teste (RP = 1,26; p valor 0,01). Na regressão logísti- ca, ajustando para as variáveis citadas no parágrafo anterior, a medida obtida foi de 1,30, p-valor de 0,01 (tabela 3).

Tabela 3.

Análises brutas e ajustadas para capacidade intelectual em desfecho dicotômico, considerando prevalência de melhor desempenho* em Pelotas (RS), 2012.

Variável  RP bruta  p-valor  RP ajustada  p-valor 
Classe socioeconômicab
A1 a A2  3,75    4,39   
B1 a B2  4,73    4,00   
C1 a C2  3,59    3,20   
D a E  1,00  < 0,001  1,00  < 0,001 
Escolaridade maternac
Analfabeto/3a série fundamental  1,00    1,00   
4a série fundamental completo  2,43    2,24   
Fundamental completo  3,63    3,01   
Médio completo  4,21    3,15   
Superior completo  4,63  < 0,001  3,07  < 0,001 
Cor maternad
Branca  1,71    1,45   
Não branca  1,00  < 0,001  1,00  0,006 
Tabagismo maternoe
Sim  1,00    1,00   
Não  1,73  < 0,001  1,53  < 0,001 
Cor da criançaf
Branca  1,99    1,63   
Não branca  1,00  < 0,001  1,00  0,003 
AM aos 6 mesesg
Sim  1,26    1,30   
Não  1,00  0,01  1,00  0,01 

AM, aleitamento materno; RP, razão de prevalências.

aPercentil ≥75.

bAjustada para renda familiar.

cAjustada para classe socioeconômica e escolaridade paterna.

dAjustada para classe socioeconômica e escolaridade materna.

eAjustada para classe socioeconômica, escolaridade materna e cor materna.

fAjustada para classe socioeconômica, escolaridade materna, cor materna e tabagismo materno.

gAjustada para classe socioeconômica, escolaridade materna, cor materna, tabagismo materno e cor da criança.

4Discussão

Este estudo avaliou a capacidade intelectual geral através da aplicação do Teste de Raven em 560 crianças pertencen- tes a uma coorte de nascimentos da cidade de Pelotas. Os artigos disponíveis na literatura utilizam diversos tipos de testes para avaliar inteligência. Para este estudo o Teste de Raven12 foi escolhido por ser de fácil e rápida aplicação (15 a 20 minutos) favorecendo a participação e por ser indi- cado para determinar o desenvolvimento intelectual em estudos.13

Em 1999, Anderson et al. realizaram uma meta-análise para avaliar o efeito do AM no desenvolvimento cogniti- vo de crianças. Foram incluídos 11 estudos na análise que utilizaram diferentes tipos de testes para medir o coefi- ciente de inteligência. O desfecho utilizado foi a média da diferença nos escores dos testes entre os grupos em AM ou não. O resultado encontrado foi uma diferença de médias de 3,16 (IC 95% 2,35-3,98) no coeficiente de inteligência a favor do AM, porém os autores sugeriram que 2,0 a 2,4 pon- tos de diferença nos escores dos testes entre os grupos (que receberam AM ou não) se devem a fatores de confusão, sendo esta a maior limitação do estudo.9 No presente estu- do, a diferença de médias encontrada entre os grupos em aleitamento materno ou não, aos seis meses, foi de 1,33 (p = 0,008). E ficou mais evidente o efeito do aleitamento ao comparar-se o desempenho no teste, classificando em percentis e avaliando este de forma dicotômica: as crianças amamentadas tiveram um risco 30% maior de serem classi- ficadas como tendo capacidade intelectual acima da média quando comparadas com as que foram desmamadas antes dos seis meses. Entretanto, não foi observada associação significativa entre tipo de aleitamento materno, se exclu- sivo ou não, com o desfecho.

Este estudo demonstrou que a amamentação até o sexto mês de vida promoveu um aumento da capacidade inte- lectual, mesmo após ajuste para fatores de confusão. Uma vantagem em relação a outras investigações sobre o mesmo tema é que por tratar-se de um estudo de coorte, eliminou- se o viés de memória sobre os dados do aleitamento mater- no que foram coletados prospectivamente.

No que se refere aos melhores escores alcançados por crianças cujas mães não fumavam e que apresentaram ade- quado peso de nascimento, os achados são semelhantes aos de outros estudos. Porém, ao contrário de alguns autores,15 não foi encontrada associação entre a idade gestacional e melhor desenvolvimento cognitivo. Isto se justifica porque o objetivo inicial do estudo de coorte era avaliar dados sobre amamentação e, portanto, foram excluídos do segui- mento os bebês que necessitaram de internação hospitalar logo após o nascimento e que permaneceram mais de 24 horas afastados de suas mães. Portanto, os bebês prematu- ros que fizeram parte da amostra foram justamente aque- les nascidos próximo ao termo ou que não necessitaram de cuidados hospitalares por mais tempo.

Um estudo na Austrália com 302 crianças não encontrou associação entre a duração do aleitamento materno e o coeficiente de inteligência (QI) das crianças. A qualidade do ambiente doméstico foi o mais forte preditor de QI aos quatro anos de idade.16 Apesar de não ter sido realizada avaliação da capacidade intelectual das mães, no presen- te estudo, a escolaridade materna manteve-se associada diretamente com o desfecho, mesmo após ajuste para fato- res de confusão. Apesar de não ter avaliado diretamente a qualidade do ambiente doméstico, as crianças cujas mães trabalhavam fora de casa obtiveram maior pontuação no teste. Observou-se, também, apenas uma tendência de apresentar melhor capacidade intelectual entre as crian- ças que tinham a presença do companheiro materno no convívio familiar (p = 0,08).

Um estudo observacional, publicado em 2006, objetivou avaliar a influência do QI materno no QI das crianças. Foi utilizado um banco de dados de uma coorte do ano de 1979 realizada nos EUA. Após ajuste para fatores de confusão e para o QI materno, o aleitamento representou um pequeno e não significativo aumento na capacidade intelectual das crianças.17 Apesar de não ter sido realizada avaliação da capacidade intelectual das mães, no presente estudo, a escolaridade materna manteve-se associada diretamente com o desfecho, mesmo após ajuste para fatores de con- fusão.

Uma das limitações do estudo foi o grande número de perdas em relação à visita anterior, mas, apesar disto, a amostra visitada aos oito anos foi representativa da população original. Outra limitação foi não ter incluído um ques- tionário que pudesse avaliar déficit de atenção, que pode ter prejudicado a interpretação dos resultados nas crianças que atingiram baixa pontuação.

O diferencial deste estudo é que, foi um dos pioneiros a ser realizado em nosso país e, mesmo após ajuste para possíveis fatores de confusão, permaneceram associados ao desfecho importantes marcadores socioeconômicos e o aleitamento materno aos seis meses de vida. Este achado vem fortalecer as recomendações da Organização Mundial de Saúde de encorajar as mães para que amamentem seus filhos, principalmente no primeiro ano de vida,18 pois se sabe que além das características físico-químicas do leite materno, o contato pele a pele, a estimulação física e o olhar da mãe para o bebê são significativamente mais ele- vados durante o AM comparados com a alimentação artifi- cial.19

O aleitamento materno, além de fortalecer o vínculo entre a mãe e seu bebê e trazer benefícios já bem docu- mentados à saúde infantil, mostra que também contribui para a capacidade intelectual geral, mesmo entre aqueles com menores condições socioeconômicas. Portanto, a ama- mentação deve ser ainda mais estimulada nos países em desenvolvimento onde as crianças estão expostas a vários riscos, entre os quais o de apresentarem uma alta prevalên- cia de doenças, o de nascerem de gestações desfavoráveis e/ou prematuras e o de viverem em condições socioeconô- micas adversas.20,21

5Conflitos de interesse

Os autores declaram não haver conflitos de interesse.

6Agradecimentos

As autoras agradecem à Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado do Rio Grande do Sul (Fapergs) e à Universidade Católica de Pelotas (UCPel), pelas Bolsas de Iniciação Científica. E ao Conselho Nacional de Pesquisa (CNPQ), pela Bolsa de Produtividade em Pesquisa (EPA).

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Como citar este artigo: Fonseca AL, Albernaz EP, Kaufmann CC, Neves IH, Figueiredo VL. Impact of breastfeeding on the intelligence quotient of eight-year-old children. J Pediatr (Rio J). 2013;89:346-53.

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