4 Professor Titular do Departamento de Nutrição do Centro de Ciências da Saúde da Universidade Federal de Pernambuco-UFPE/Brasil. Bolsista do Conselho Nacional de Pesquisa-CNPq. Consultor do Instituto Materno Infantil de Pernambuco-IMIP/Brasil.

RESUMO Utilizando dados da II Pesquisa Estadual Sobre Alimentação, Saúde e Nutrição do Estado de Pernambuco-Brasil, desenvolvida em 1997, analisou-se o estado nutricional e alguns fatores de risco de 894 crianças em idade escolar (6 a 12 anos) do Estado de Pernambuco - Brasil. O ponto de corte usado na avaliação nutricional foi o limite referente a -2 escore-Z, tendo como padrão de referência o NCHS. A prevalência do nanismo nutricional no estado foi de 16,9% e o espaço geográfico mais atingido o Interior Rural com 27,1%. A análise bi-variada mostrou que o baixo nível socioeconômico das crianças e de suas famílias está associado à ocorrência do déficit estatural e, o modelo de regressão logística indicou as variáveis: local de residência, gênero, tratamento da água de beber, déficit de escolaridade e renda per capita como principais determinantes do nanismo nutricional. A análise conjunta dos múltiplos fatores explicativos para o déficit estatural encontrado nas crianças estudadas, mostrou que a probabilidade de uma criança em idade escolar apresentar déficit estatural variou, dependendo dos fatores de risco considerados, de 1,5 a 60,3% configurando assim, diferentes "cenários" epidemiológicos. O estudo concluiu ainda que no Estado de Pernambuco o déficit estatural constitui um problema de saúde pública especialmente para as crianças em idade escolar residentes nas áreas rurais, retratando duas realidades epidemiológicas bem diferentes entre os meios urbanos e rurais.

PALAVRAS-CHAVE Nanismo nutricional, Saúde escolar, Escolares, Déficit Estatural.

HEIGHT DEFICIT IN SCHOOL AGED CHILDREN: A MULTIVARIATE ANALYSIS OF POSSIBLE RISK FACTORS, PERNAMBUCO – 1997

SUMMARRY: The nutritional status and some risk factors in 894 school children (ages 6 to 12) in the State of Pernambuco, Brazil, were analyzed based on the data collected by the Second State Research on Nourishment, Health and Nutrition carried out in 1997. The cutoff point used in the nutritional evaluation was the limit referring to -2 score-Z, being the NCHS the reference standard. The prevalence of stunting in the state was of 16.9%. Rural areas were more affected, reaching 27.1%. Bivariate analysis showed that the low socioeconomic level of the children and their families is associated with the occurrence of stunting. The logistic regression model pointed the variables: residence location, gender, access to treated potable water, low education, and per-capita income as the main determinants in stunting. The conjunct analysis of all the factors that explain the malnutrition found among the school children studied showed that the probability of a school-aged child to present height deficit varied from 1.5 to 60.3% depending on the risk factors taken into account, therefore showing different epidemiological "scenarios." The study also concluded that in the State of Pernambuco the height deficit constitutes a public health problem especially for school children in rural areas, showing two very different epidemiologic realities between urban and rural areas.

O retardo estatural, denominado "stunting" na literatura internacional (1,2) ou "nanismo" nutricional, expressão preferida por autores brasileiros (3,4), constitui a característica antropométrica que melhor representa o quadro epidemiológico da desnutrição energético-protéica tanto em nível mundial (5) quanto nacional (6).

Afetando o crescimento esquelético e, assim, comprometendo a medida dominante das relações corporais (a estatura), os efeitos sinérgicos da desnutrição primária e dos estresses infecciosos de elevada prevalência e relevante ação patogênica se refletem, cumulativamente, no retardo do crescimento linear, estabelecendo padrões fenotípicos que definem, no tempo, espaço geográfico e em relação a diferentes grupos populacionais, o resultado dos ajustes entre o potencial genético e as condições do meio ambiente. Com esta compreensão, além do interesse específico na área de nutrição, os estudos sobre os parâmetros de estatura representam um indicador genérico das condições coletivas de saúde (7,8).

Em função do reconhecimento consensual de sua importância no período crítico dos primeiros meses e anos de vida, o crescimento e o estado de nutrição de crianças menores de cinco anos têm sido objetos de incontáveis estudos clínicos e epidemiológicos em todo o mundo, principalmente nos países e regiões onde as condições socioeconômicas são adversas, configurando os ecossistemas da pobreza, com suas várias representações e componentes (9,10). No entanto, na idade escolar, o processo de crescimento físico e, mais genericamente a própria condição nutricional, não têm sido devidamente valorizados, sendo escassas as pesquisas que tratam da magnitude do problema, suas características e fatores associados.

Tal desinteresse resulta, possivelmente, das evidências de que o crescimento na idade escolar reflete o efeito cumulativo e residual de processos prévios, que seriam cruciais nos primeiros anos de vida, quando efetivamente, o problema deveria ser considerado como de saúde pública. A valorização deste conceito pode ser representada na recomendação, em grande parte promovida por alguns organismos internacionais (11) de que a avaliação da estatura dos escolares poderia ser referenciada, por razões de facilidade logística, como uma forma indireta de se estimar a própria situação dos menores de cinco anos, de aferição mais difícil, demorada e custosa. Seria, portanto, um indicador proxi, fundamentada na hipótese de colinearidade das duas situações (11,12).

No caso do Brasil e, em grande parte dos países latino-americanos, três aspectos devem ser considerados, justificando o interesse próprio de se avaliar o crescimento e o estado nutricional dos escolares. Em primeiro lugar, o rápido processo de transição nutricional, implicando em diferenças sensíveis entre os dois grupos etários, menores de cinco anos e escolares, separados por um período de cinco a oito anos (13). O segundo, se refere ao caráter socialmente seletivo das escolas, de forma que parte considerável das crianças em idade escolar não se acha matriculada na rede de ensino, deixando, assim, de representar a composição do universo social (14). O terceiro argumento refere-se a associação evidenciada em estudos no Brasil do estado nutricional com o desempenho no processo de aprendizagem (15,16).

É, portanto, nesta perspectiva que se justifica o presente estudo que, utilizando dados da II Pesquisa de Saúde e Nutrição do Estado de Pernambuco-1997, teve como objetivo principal a identificação de fatores socioeconômicos e biológicos que pudessem melhor explicar o nanismo nutricional em crianças em idade escolar do Estado de Pernambuco de modo a contribuir na definição e avaliação de políticas públicas mais adequadas à resolução do problema.

O estudo, do tipo corte transversal, foi desenvolvido tendo como fonte principal de dados o arquivo da II Pesquisa Estadual de Saúde e Nutrição do Estado de Pernambuco – 1997. O detalhamento do método utilizado no referido estudo se encontra disponível em publicação própria (17). A amostra do tipo probabilística (aleatória estratificada) e estatisticamente representativa para as três áreas geográficas estudadas, Região Metropolitana do Recife-RMR, Interior Urbano-IU e Interior Rural-IR, foi definida para permitir representação das crianças menores de cinco anos. Entretanto, é possível considerar que as crianças em idade escolar, residentes em habitações onde foram encontrados os menores de cinco anos, quase sempre, irmãs, representem o universo de crianças nesta idade para o Estado de Pernambuco. Desta forma, foram identificadas 1.013 crianças em idade escolar, na faixa etária de 6 a 12 anos, dos quais, 119 (11,7%) não foram estudados por falta de informações antropométricas, totalizando 894 escolares pesquisados.

A variável dependente estudada foi o déficit estatural segundo o indicador altura/idade (A/I), tomando-se como ponto de corte o limite referente a - 2 escore-Z (Z < - 2), tendo como referência o padrão do National Center of Health Statistics (NCHS), recomendado pela Organização Mundial de Saúde para uso internacional na avaliação nutricional de crianças (1). Assim, foram consideradas baixas para a idade as crianças classificadas abaixo de - 2 escore-Z (Z < - 2) e eutróficas (altura adequada para a idade) aqueles com valores maiores ou iguais a - 2 (Z ³ - 2). Neste trabalho, o termo "escolar" por vezes será utilizado como referência às crianças em idade escolar.

Para o estudo de associação entre o déficit estatural e os possíveis fatores de risco, foram utilizadas, além de variáveis biológicas como gênero e idade, algumas variáveis socioeconômicas da família e a variável "déficit de escolaridade". Para a escolha desta variável partiu-se do pressuposto de que a escola, sendo considerada um espaço estratégico para formação de hábitos alimentares saudáveis e para o acesso a uma alimentação adequada, pode funcionar como um fator de proteção (18).

Embora os mecanismos utilizados para a coleta dos dados na II Pesquisa Estadual de Saúde e Nutrição do Estado de Pernambuco-1997 (17), da qual se originou este estudo, não permitam afirmar que durante a sua realização as crianças em idade escolar estivessem freqüentando a escola, as informações sobre a última série cursada possibilitaram estimar o déficit de escolaridade. Assim, a partir da informação disponível sobre a última série cursada no ensino fundamental foi calculada a variável déficit de escolaridade, usando o seguinte critério: crianças de 6 e 7 anos de idade não tem déficit de escolaridade (valor=0); crianças de 8 anos, teoricamente, deveriam contar um ano de escolaridade e, caso não tivessem, teriam um ano de déficit de escolaridade, no mesmo raciocínio; crianças de 9 anos poderiam ter um ou, no máximo, dois anos de déficit, e assim por diante, até um máximo de 4 anos de déficit de escolaridade para crianças de 11 anos que nunca foram à escola, ou que não tivessem concluído pelo menos a primeira série.

A idade, avaliada em anos, foi categorizada em duas faixas etárias, de 6 a menos de 10 (6 10) e maior ou igual a 10 (³ 10). As variáveis socioeconômicas estudadas foram: abastecimento de água, através da rede geral (com canalização interna) e de outras formas (incluindo poço ou nascente, chafariz, rede geral sem canalização interna e outras formas); tratamento da água de beber, considerando tratada (fervida, filtrada, mineral ou clorada) e sem tratamento (coada, sem tratamento e outras formas); esgotamento sanitário: sanitário ligado à rede geral, sanitário ligado à fossa com tampa e outras formas (incluindo sanitário ligado à fossa rudimentar); destino do lixo, coletado e outras formas (incluindo a colocação em terreno baldio e outras formas); posse de geladeira; renda familiar mensal e renda per capita.

Para a renda familiar mensal foram consideradas as rendas totais da família incluindo renda do trabalho e de outras fontes. A renda então obtida foi transformada para efeito de análise comparativa, em frações do salário mínimo (SM) adotando-se as seguintes categorias: abaixo de 1 SM (< 1SM), de 1 a menos de 2 SM (1 2) e maior ou igual a 2 SM (³ 2SM). A renda per capita foi calculada dividindo-se a renda familiar total pelo número de pessoas do domicílio. Tal como no caso da renda familiar, utilizou-se a transformação para salário mínimo, adotando-se a seguinte estratificação: abaixo de ¼ do SM (< 0,25), de ¼ a menos de meio SM (0,25 0,50) e maior ou igual a 0,50 SM (³ 0,50). Na ocasião da pesquisa um salário mínimo correspondia à R$120,00 (equivalente a US$ 113,42).

Para a análise estatística dos resultados foi feita, inicialmente, uma análise bi-variada adotando-se o teste Qui-quadrado (c ²) de associação de Pearson e, quando pertinente, a correção de Yates, para testar a associação entre o estado nutricional e os possíveis fatores de risco, além de calcular o valor da Odds Ratio (OR) para ocorrência de déficit estatural, em algumas situações de interesse. No caso de variáveis com mais de duas categorias, sendo estas ordinais, foi utilizado o teste Qui-quadrado para tendência linear.

Posteriormente, foi ajustado um modelo de regressão logística, considerando como resposta de interesse a ocorrência de déficit estatural (Y=1 representando a criança com déficit e Y=0 a criança eutrófica) e, como fatores de risco, denominados variáveis explicativas, todas aquelas variáveis biológicas e socioeconômicas com associação estatística com a condição nutricional das crianças em idade escolar, utilizando como critério de seleção o método stepwise.

Para aplicação do modelo de regressão foram consideradas como variáveis "candidatas" aquelas que na análise bi-variada apresentaram um nível de significância de no máximo 10%, para então aceitar como variáveis participantes do modelo aquelas com valor máximo de 5%, garantindo, desta forma, 95% de confiança em todos os cálculos (p £ 0,05) . No caso da variável déficit de escolaridade, foi utilizado a quantidade de anos de déficit como uma variável contínua e não categórica. A partir do modelo ajustado, foi possível estimar a probabilidade de déficit estatural, nas crianças em idade escolar, controlando-se os possíveis fatores de risco.

Como plataforma computacional foram utilizados os software’s EPI-INFO, versão 6.02 e SPSS, versão 10.0 para Windows.

Na Tabela 1 estão contidas as análises efetuadas para estabelecer possíveis relações entre o estado nutricional das crianças em idade escolar e fatores biológicos e socioeconômicos. Conforme observado, a prevalência de déficit estatural (Z < - 2) no Estado de Pernambuco foi de 16,9%. Entre os estratos geográficos, o IR foi a região que apresentou os maiores percentuais (27,1%), sendo praticamente equivalentes no IU (8,8%) e na RMR (9,6%). Escolares residentes no IR apresentaram maiores riscos de déficit estatural (OR= 3,48) quando comparados com aqueles residentes na RMR. Para o total da amostra, com exceção da idade, todas as variáveis estudadas se mostraram estatisticamente associadas ao estado nutricional dos escolares avaliados, conforme se pode constatar na Tabela 1. Em todos os casos, observa-se pelos valores das OR que a prevalência de déficit estatural aumenta à medida que pioram as condições socioeconômicas. Com relação ao déficit de escolaridade, constata-se que, quanto maior o déficit maior a prevalência de crianças com baixa estatura. Assim, crianças com 4 anos de déficit de escolaridade tem uma chance 5,24 vezes maior de apresentar baixa estatura em relação aos que não tem déficit. O esgotamento sanitário feito por "outras formas" determinou risco de baixa estatura 7,36 vezes maior do que quando realizado pela rede geral. A prevalência de déficit estatural foi inversamente proporcional à renda, observando-se que escolares com renda per capita inferior a ¼ do SM estão expostos a riscos 10,72 vezes maior em relação ao grupo com renda maior ou igual a 1/2 SM per capita.

Tabela 1

1.  Prevalência de déficit estatural em crianças em idade escolar, segundo algumas variáveis de interesse, Pernambuco -1997. (continua)

VARIÁVEIS			ALTURA/IDADE
	Total (1)	Z < - 2		Z ³ - 2		OR	ESTAT.
	N	N %		N %
Local de residência
RMR	249	24 9,6		225 90,4		1	c 22=49,88
IU	261	23 8,8		238 91,2		0,91	p=0,0000
IR	384	104 27,1		280 72,9		3,48
ESTADO	894	151 16,9		743 83,1		-
Gênero
Feminino	459	59 12,9		400 87,1		1	c 21=10,37
Masculino	435	92 21,1		343 78,9		1,82	p=0,0013
Idade (em anos)
6 10	645	103 16,0		542 84,0		1	c 21=1,17
10 12	249	48 19,3		201 80,7		1,26	p=0,2784
Déficit de escolaridade (em anos)
0	562	72 12,8		490 82,7		1
1	156	30 19,2		126 80,8		1,62	c 24=25,36(*)
2	96	24 25,0		72 75,0		2,27	p=0,0000
3	57	15 26,3		42 73,7		2,43
4	23	10 43,5		13 56,5		5,24
Abastecimento de água Rede Geral	412	37 9,0		375 91,0		1	c21=33,02
Outras Formas	482	114 23,7		368 76,3		3,14	p=0,0000
Tratamento de água de beber
Tratada	439	42 9,6		397 90,4		1	c21=31,94
Sem Tratamento	455	109 24,0		346 76,0		2,98	p=0,0000

Os totais não são necessariamente iguais devido à eventual falta de informação em relação ao registro de algumas variáveis.

(*) Resultado do teste Qui-quadrado para tendência.

Os resultados dos testes estatísticos de associação entre a condição nutricional e as variáveis biológicas e socioeconômicas em cada estrato geográfico, encontram-se apresentados de forma resumida na Tabela 2. Observa-se que na RMR apenas as variáveis tratamento da água de beber, posse de geladeira e renda per capita se mostraram estatisticamente associadas ao estado nutricional. No IU apenas a variável renda per capita se associou com o estado nutricional das crianças investigadas, enquanto no IR, o gênero, tratamento da água de beber, renda familiar e renda per capita mostraram associação estatisticamente significante com a classificação nutricional, além do déficit de escolaridade com p=0,0700. Em todos os estratos estudados, tal como no estado como um todo, a renda per capita apresentou uma associação inversamente proporcional com a ocorrência percentual de déficit estatural, que diminui à medida que aumenta o nível de renda. Os resultados apresentados em cada estrato geográfico revelaram que em todos eles as diferenças na prevalência são estatisticamente significativas segundo a renda per capita.

Tabela 1

Prevalência de déficit estatural em escolares, segundo algumas variáveis de interesse,

Pernambuco - 1997 (conclusão).

1. Os totais não são necessariamente iguais devido à falta de informação em relação ao registro de algumas variáveis.

(*) Resultado do teste Qui-quadrado para tendência.

Na análise multivariada dos fatores de risco para o déficit estatural, feita a partir do modelo de regressão logística, foram consideradas todas as variáveis que, na análise bi-variada apresentaram um nível de significância de no máximo 10%, ou seja, foram utilizadas todas as variáveis exceto a idade das crianças. A partir destes resultados, foram calculados os valores das odds ratios ajustados para os fatores de risco significativos, bem como as probabilidades de baixa estatura estimadas pelo modelo em cada situação de interesse.

A Tabela 3 mostra os odds ratios resultantes da análise bi-variada e da multivariada, constatando-se que as variáveis explicativas para o déficit estatural em crianças em idade escolar foram: local de residência (estrato geográfico), gênero, tratamento da água de beber, renda per capita e déficit de escolaridade. Conforme pode ser observado, as variáveis que na análise bi-variada determinaram as maiores chances de déficit estatural nos escolares investigados (renda per capita mais baixa e ter residência no IR) permaneceram como os maiores determinantes no modelo multivariado (OR= 5,10 e 2,50 respectivamente).

Tabela 2

As probabilidades de déficit estatural em crianças em idade escolar, estimadas pelo modelo, encontram-se detalhadas na Tabela 4. Observa-se que a probabilidade de déficit estatural diminui quando aumenta a renda per capita, com as demais variáveis controladas. Quando existe tratamento da água de beber as probabilidades de uma criança em idade escolar apresentar déficit estatural são menores comparadas às situações do não tratamento. Em relação à interferência do déficit de escolaridade constata-se que as probabilidade de baixa estatura são bem maiores para crianças com 4 anos de déficit comparado com aquelas que não tem déficit, controlando-se as demais variáveis significativas. Pode-se destacar ainda que na melhor condição (residir no IU, ser do gênero feminino, não ter déficit de escolaridade, utilizar água de beber tratada e ter a melhor condição de renda) o escolar tem apenas 1,5% de probabilidade de apresentar déficit de estatura, enquanto na pior condição (residir no IR, ser do gênero masculino, ter quatro anos de déficit de escolaridade, não tratar a água de beber e ter renda per capta inferior a 0,25 (SM) esta probabilidade se eleva para 60,3% .

Tabela 3

Em termos estatísticos e de acordo com a curva normal de crescimento, espera-se, em uma população sadia e com oportunidade de se desenvolver fisicamente sem restrições de natureza ambiental, menos de 1% de déficit antropométrico grave e cerca de 2,3% de déficit moderado. Se em um determinado grupo populacional for constatado que a proporção de crianças cujo escore-Z do indicador utilizado na avaliação nutricional é substancialmente superior a 2,3%, tem-se um indicativo de que as condições de saúde e nutrição são inadequadas (1,5).

Os resultados deste trabalho mostraram uma prevalência de (16,9%) de déficit estatural (grave/moderado) nas crianças em idade escolar do Estado de Pernambuco e, portanto, muito superior ao esperado para uma população sadia. Na verdade, este resultado constitui um achado freqüente na maioria dos estados nordestinos. Três censos de altura de escolares realizados na década de 90 nos Estados da Paraíba (19), Ceará (20) e Piauí (21) encontraram prevalências de déficits estaturais (Z< - 2) de 17,86%, 17,2% e 28% respectivamente. No Estado de Sergipe, na mesma década, um diagnóstico de saúde escolar da cidade de Aracaju encontrou 39,5% de déficit estatural com as formas grave/moderada atingindo 11,0% (22). Já estudos envolvendo escolares de outras regiões brasileiras evidenciaram prevalências bem mais baixas como em Osasco, na Grande São Paulo, onde a prevalência do retardo de crescimento (Z< - 2) foi de 4,8% (23). Na cidade do Rio de Janeiro, Anjos et al. (24), encontraram uma prevalência de déficit estatural de 1,9 e 2,8% respectivamente para meninas e meninos indicando que o déficit de estatura não constitui um problema encontrado em escolares deste município. Em Florianópolis, capital de Santa Catarina, Corso et al. (25) evidenciaram uma prevalência de 3,1% de déficit estatural nos escolares estudados.

Desta forma, observa-se que a prevalência de déficit estatural em crianças em idade escolar do Estado de Pernambuco assemelha-se à encontrada em outros estados nordestinos como Paraíba e Ceará, apresentando valores bem acima dos encontrados em populações que desfrutam de melhores condições socioeconômicas, confirmando uma realidade que vem se mantendo durante décadas, de que as crianças nordestinas estão expostas a riscos de desnutrição bem superiores àqueles encontrados nas demais macrorregiões do país como Sul, Sudeste e Centro-Oeste (26).

Outra constatação, já bem consolidada, é a grande diferença na prevalência da desnutrição entre populações urbanas e rurais. Sabidamente, as zonas rurais são as que reúnem as piores condições de vida, com interferência direta sobre a saúde de seus moradores. Assim, o fato de 9,6% das crianças em idade escolare da RMR terem sido classificadas como casos de nanismo enquanto no IR este valor foi quase três vezes maior (27,1%) vêm confirmar outros achados (19,27) de que o déficit estatural tem predomínio significativamente maior em escolares do meio rural.

Os resultados obtidos a partir da análise bi-variada, realizada em cada estrato geográfico, mostraram que em todos eles, as diferenças na prevalência, são estatisticamente significantes segundo a renda per capita. A importância dos níveis de renda na determinação de condições de saúde e nutrição é um fato inquestionável. Trata-se de um papel universalmente reconhecido, embora apresentando efeitos bem diferenciados em diferentes contextos ou ecossistemas de vida. Uma relação inversa entre renda e desnutrição constitui achado bastante freqüente verificando-se diminuição no percentual de crianças desnutridas à medida que aumenta a renda (28,29). No estudo em tela, à mesma tendência foi observada com os maiores percentuais de déficit estatural nos escolares sendo encontrado nas famílias de menor renda, diminuindo à medida que melhora a renda.

Na análise bi-variada observou-se que no Estado de Pernambuco, com exceção da idade, as demais variáveis estudadas estiveram estatisticamente associadas ao déficit estatural das crianças pesquisadas. Após inclusão, destas variáveis, no modelo multivariado, permaneceram significantes as variáveis: local de residência (estrato geográfico), gênero, tratamento da água de beber, déficit de escolaridade e renda per capita.

O maior déficit estatural encontrado no gênero masculino está de acordo com outros trabalhos realizados em escolares (19,27,30), entretanto, as explicações não têm sido, até o momento, muito conclusivas. Segundo Carvalho et al. (27) as diferenças observadas no estado nutricional entre escolares do gênero masculino e feminino são constatações que vêm sendo consolidadas. Mais recentemente, além de fatores constitucionais e biológicos, certos comportamentos, de caráter provavelmente antropológico, como práticas alimentares, atividades físicas e cuidados diferenciados das mães podem interferir nestas diferenças. Outra hipótese pode estar relacionada ao fato de que o padrão de referência (NCHS) subestime o déficit de altura em meninos (30). Neste sentido, tornam-se necessárias investigações mais específicas que possam melhor explicar as diferenças observadas entre os gêneros no que se refere ao estado nutricional.

A influência das condições socioeconômicas e ambientais sobre a estatura do indivíduo vem sendo constantemente investigada. Em Americana, Estado de São Paulo, Silva (28), verificou que a classificação nutricional dos escolares piorava sob condições desfavoráveis de abastecimento de água e esgotamento sanitário. Martins et al. (31), observaram riscos 1,7 vezes maior de baixa estatura em crianças e adolescentes que não tinham acesso a água tratada quando comparadas àquelas com melhor infra-estrutura de saneamento. No presente estudo constatou-se que ter ou não acesso a condições sanitárias adequadas é um diferencial importante para o estado nutricional na medida em que os resultados do modelo multivariado revelaram riscos quase duas vezes maiores para os escolares que não utilizavam água de beber tratada quando comparados com aqueles que bebiam água tratada.

Talvez um dos aspectos, mais singulares do presente estudo seja a análise entre o estado nutricional e o déficit de escolarização das crianças avaliadas, constatando-se que as crianças com os maiores déficits de escolaridade foram também as que apresentaram as maiores prevalências de baixa estatura. Portanto, estes resultados sugerem que a escola pode funcionar como fator de proteção na medida em que constitui um espaço estratégico na formação de hábitos alimentares saudáveis, acesso a uma alimentação adequada, melhoria das condições nutricionais – por meio do Programa de Merenda Escolar – e, incentivo à prática de atividades físicas (18,32).

Como considerações finais, deve-se atentar para a análise dos fatores explicativos do déficit estatural encontrado nas crianças estudadas que permitiu, pelo modelo de regressão logística, calcular a probabilidade de que uma criança em idade escolar do Estado de Pernambuco vir a ter baixa estatura, configurando diferentes "cenários" epidemiológicos combinando diferentes fatores com diferentes graus de intensidade. Desta forma, ao controlar os fatores de risco significativos para explicar o déficit estatural, estima-se em 60,3% a probabilidade de que uma criança em idade escolar apresentar baixa estatura se ele reside no IR, é do gênero masculino, não utiliza tratamento da água de beber, tem um déficit de escolaridade de 4 anos e a renda per capita é inferior a 0,25 do SM. Como contraponto, esta probabilidade seria de apenas 1,5% no caso de residir no IU, ser do gênero feminino, utilizar água de beber tratada, não ter déficit de escolaridade e a renda per capita ser superior a 0,5 do SM, o que traduz uma probabilidade menor do que a esperada para a população tomada como referência de normalidade (NCHS), em que a chance teórica desta ocorrência seria de 2,3% (1,5).

Convém ainda ressaltar que no desenvolvimento do modelo de análise multivariada, com desdobramentos para os três grandes espaços geográficos estudados, evidencia-se que os resultados obtidos para o conjunto do Estado de Pernambuco acham-se decisivamente influenciados pela magnitude da ocorrência do déficit estatural em escolares do meio rural e pelos fatores de risco explicativos do problema neste estrato geográfico. Em outras palavras, descartando-se a participação da amostra de crianças do meio rural, seria outra a prevalência do problema e seriam outros os componentes de risco implicados na sua determinação. São, portanto, duas realidades epidemiológicas bem diferentes, entre os meios urbanos (RMR e IU) e o rural (IR), seja descritivamente (segundo a prevalência), seja sob o aspecto analítico, representado pelo elenco de marcadores de risco.

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