ABSTRACT
Abstract Little is known about the repercussions of intimate partner violence (IPV) on nutritional outcomes in pregnancy, especially regarding diet. The aim was to investigate whether the occurrence of physical IPV at any time during pregnancy is associated with gestational dietary patterns. 161 adult pregnant women were enrolled in a prospective cohort study in Rio de Janeiro, Brazil. Overall and severe physical IPV were measured to evaluate IPV at any time during pregnancy. Three gestational dietary patterns ("Healthy", "Common-Brazilian", and "Processed") were established by principal component analysis. The effect of physical IPV was tested in relation to the score of adherence to each of the dietary patterns. The occurrence of overall and severe physical IPV at any time during pregnancy was 20.4% and 6.8%, respectively. Women living in intimate relationships in which overall and severe physical IPV occurred had an average increase of 0.604 units (95%CI 0.149-1.058) and 1.347 units (95%CI 0.670-2.024), respectively, in the Processed dietary pattern adherence score. No association with "Healthy" and "Common-Brazilian" dietary patterns was observed. Physical IPV was associated with greater adherence to a dietary pattern of lower nutritional quality.
Resumo Pouco se sabe sobre as repercussões da violência por parceiro íntimo (VPI) nos desfechos nutricionais da gravidez, principalmente no que diz respeito à dieta. O objetivo foi investigar se a ocorrência de VPI física na gestação está associada aos padrões alimentares gestacionais. 161 gestantes adultas participaram de um estudo prospectivo no Rio de Janeiro, Brasil. A VPI física geral e grave foi medida para avaliar a VPI a qualquer momento durante a gravidez. Três padrões alimentares gestacionais ("Saudável", "Brasileiro Comum" e "Processado") foram estabelecidos pela análise de componentes principais. O efeito da VPI física foi testado em relação ao escore de adesão a cada um dos padrões alimentares. A ocorrência de VPI física geral e grave em qualquer momento da gestação foi de 20,4% e 6,8%, respectivamente. Mulheres que viviam em relacionamentos íntimos em que ocorreu VPI física geral e grave tiveram um aumento médio de 0,604 unidades (IC95% 0,149-1,058) e 1,347 unidades (IC95% 0,670-2,024), respectivamente, no escore de adesão ao padrão alimentar processado. Não foi observada associação com os padrões alimentares "Saudável" e "Brasileiro Comum". A VPI física foi associada à maior adesão a um padrão alimentar de menor qualidade nutricional na gestação.
ABSTRACT
Resumo O objetivo deste artigo é caracterizar crianças e adolescentes que vivem em situação de casamento infantil utilizando dados da Pesquisa Nacional de Saúde de 2013. Estimou-se a prevalência de casamento infantil (de menores de 18 anos) de acordo com variáveis socioeconômicas, demográficas e de saúde, de acordo com três categorias de idade (10-13; 14-15; 16-17 anos). Razões de prevalências (RP) foram estimadas por meio de regressão de Poisson. A prevalência geral de casamento infantil foi de 3,9% (n = 1.168); 254 (1,8%) apresentavam menos de 14 anos, 285 (3,8%) tinham entre 14 ou 15 anos e 629 (8,1%) de 16 a 17 anos. A maior probabilidade do evento foi observada no sexo feminino, nas faixas etárias 14 a 15 e 16 a 17 anos. Assim como nas crianças e adolescentes que não possuíam vínculo escolar (observada em todas as faixas etárias). Já os indivíduos que moravam junto de quatro pessoas tiveram menor probabilidade de estar em um casamento infantil nas faixas etárias de 14 a 15 e 16 a 17 anos, em relação aos que moravam com uma a duas pessoas. Este estudo discute as implicações dos achados para a prevenção do casamento infantil, focando nas desigualdades de gênero e no acesso a educação e serviços de saúde.
Abstract This paper aims to characterize children and adolescents in a child marriage situation using data from the National Health Survey of 2013. The prevalence of child marriage (under 18 years old) was estimated according to socioeconomic, demographic, and health variables by three age categories (10-13; 14-15; 16-17 years). Prevalence ratios (PR) were estimated using Poisson regression. The prevalence of child marriage was 3.9% (n=1,168); 254 (1.8%) were under 14 years old, 285 (3.8%) were between 14 or 15 years old and 629 (8.1%) were between 16 and 17 years old. Higher probability of the outcome was observed among girls in the 14-15- and 16-17-years age groups compared to male, and those who did not attend school (observed in all age groups). Children living with four people were less likely to be in child marriage in the 14-15- and 16-17-years' age group compared to those who lived with one to two people. This study discusses the implications of the findings for preventing child marriage by focusing on gender inequalities and access to education and health services.