ABSTRACT  OBJECTIVE: To analyze the in fl uence of family income and food prices on the participation of fruits and vegetables in the food purchases of Brazilian households.
METHODS: Data analyzed refers to the Household Budget Survey conducted by the Instituto Brasileiro de Geogra fi a e Estatística on a probabilistic sample of 48,470 Brazilian households between 2002 and 2003. Fruit and vegetable participation in total food purchases was expressed as a percentage of total calories purchased and as calories from fruit and vegetables adjusted for total calories purchased. A multiple regression analysis was employed to estimate elasticity coef fi cients, controlling for sociodemographic variables and price of other foods.
RESULTS: Fruit and vegetable participation in total food purchases increased as the price of these foods decreased, or as income increased. A 1% decrease in the price of fruit and vegetables would increase their participation by 0.79%, whereas a 1% increase in family income would increase participation by 0.27%. The effect of income tended to be smaller among higher income strata.
CONCLUSIONS:  Reducing the price of fruit and vegetables, either by supporting their production or through  fi scal measures, is a promising public policy instrument, capable of increasing the participation of these foods in the diet of the Brazilian population.
DESCRIPTORS: Food, economics. Income. Food Consumption. Fruit. Greens. Diet Surveys. Prices

INTRODUÇÃO
Evidências associam o consumo insu fi ciente de frutas e hortaliças (F&H) ao risco elevado para ocorrência de doenças, como certos tipos de câncer e doenças cardiovasculares.14,16,a A Organização Mundial de Saúde (OMS) estima que aproximadamente 2,7 milhões de mortes por ano em todo o mundo sejam atribuídas ao consumo insu fi ciente desses alimentos, um dos dez fatores centrais da carga global de doenças.18
  A OMS e a FAO (Food and Agriculture Organization of the United Nations ) recomendam consumo mínimo de 400 g de F&H por dia,18 o que corresponderia, no Brasil, de 6% a 7% das calorias totais de uma dieta de 2.300 kcal diárias.b A disponibilidade domiciliar desses alimentos para a população brasileira, segundo dados da Pesquisa de Orçamentos Familiares (POF) do Instituto Brasileiro de Geogra fi  a e Estatística (IBGE) 2002/03, correspondeu a 2,4% do total de calorias, permanecendo distante do consumo mínimo recomendado em todas as regiões geográ fi cas e estratos econômicos da população.13
  Escolhas alimentares são processos complexos, infl uen-ciadas tanto por fatores biológicos quanto por fatoressociais, culturais e econômicos,9 com destaque, neste último caso, para a renda familiar e o preço dos alimen-tos.5 Fatores econômicos parecem exercer in fl uência decisiva na ingestão de F&H. Estudos realizados em países desenvolvidos indicam que dietas com alto teor de F&H são mais caras do que as demais6 e que a impo-sição de restrições econômicas ao custo da alimentação (como aquelas vivenciadas por famílias de baixa renda) conduz a dietas com baixa participação de F&H e de alta densidade energética (principalmente pelo alto teor de cereais processados, óleo e açúcar).3,4
  A necessidade de abordar o problema de padrões não saudáveis de alimentação por meio de políticas públicas de caráter econômico parece consensual na literatura.7,8,12 Uma alternativa de intervenção seria a concessão de incentivos econômicos ao consumidor, reduzindo os preços de alimentos saudáveis em relação a preços de alimentos não saudáveis.7,a Intervenções desse tipo possuem potencial de atingir grande número de indivíduos e de obter impacto na promoção da alimentação saudável.
  Poucos estudos, a maioria realizada em países desen-volvidos, procuram identifi  car e quanti fi  car a infl uência do nível de renda das famílias e o preço dos alimentos sobre o padrão alimentar.2,c O presente estudo teve por objetivo analisar a in fl uência da renda familiar e dos preços dos alimentos sobre a participação de F&H no consumo alimentar das famílias brasileiras.
MÉTODOS
  Os dados analisados foram obtidos da POF realizada pelo IBGE entre 1º de julho de 2002 e 30 de junho de 2003 em amostra probabilística de 48.470 domicílios.d A POF 2002/03, um estudo transversal, utilizou plano amostral complexo, por conglomerados, com sorteio dos setores censitários em um primeiro estágio e de domicílios em um segundo. Para o sorteio, foram agrupados os 215.790 setores censitários do Censo Demográ fi co 2000 para obter estratos de domicílios com alta homogeneidade geográ fi  ca e socioeconômica. Foram considerados a localização dos setores (região, unidade da federação, capital ou interior, área urbana ou rural) e o espectro de variação do nível socioeconô-mico das famílias residentes (média de anos de esco-laridade dos chefes de domicílio, segundo contagem populacional de 1996) de cada lócus geográfi co. Desse modo, foram constituídos 443 estratos de domicílios geográ fi ca e socioeconomicamente homogêneos. O número de setores sorteados foi proporcional ao total de domicílios em cada estrato, que deveria ser repre-sentado por pelo menos dois setores na amostra. Os domicílios foram sorteados por amostragem aleatória simples, sem reposição. As entrevistas nos domicílios foram realizadas uniformemente ao longo dos quatro trimestres do estudo, de forma a reproduzir a variação sazonal de rendimentos e aquisições de alimentos (e de outros produtos) nos estratos.
  A principal informação da POF 2002/03 analisada neste estudo compreendeu os registros de aquisições de alimentos e bebidas para consumo domiciliar anotados em uma caderneta pelos próprios moradores dos domi-cílios estudados (ou entrevistador quando necessário) durante sete dias consecutivos. O curto período de referência empregado para o registro das despesas com alimentação em cada domicílio não permite que se conheça o padrão usual de aquisição de alimentos de cada domicílio estudado. Assim, optamos por utilizar, como unidade de estudo, agregados de domicílios correspondentes aos domicílios estudados em cada um dos 443 estratos amostrais que garantissem unidades de estudo com considerável amplitude de variação geográ fi  ca e socioeconômica, cujo padrão de aquisição anual de alimentos pode ser conhecido com precisão. O número médio de domicílios estudados dentro de cada unidade de estudo (estrato) foi de 109,4, variando entre nove e 804.
  Os registros de aquisição de um mesmo alimento por um mesmo domicílio foram somados (cerca de 1.300 alimentos mencionados) a  fi m de estabelecer as quan-tidades dos alimentos adquiridos em cada unidade de estudo. Quando apropriado, foi excluída a fração não comestível, de acordo com os fatores de correção correspondentes.e A quantidade total adquirida de cada alimento foi convertida em energia (kcal) com uso do aplicativo Aquinut,f construído majoritariamente sobre a base de dados da tabela de composição de alimentos (Taco)g e, para alimentos não presentes nessa tabela, sobre a base de dados da tabela ofi cial de composição nutricional dos Estados Unidos, versão 15.h Depois de convertidos para energia, os registros relativos à aquisição de frutas, hortaliças frutosas (como tomate e abobrinha) e hortaliças folhosas (como alface e espinafre) foram classi fi cados no grupo de frutas e hortaliças. Os demais registros foram dispostos em um único grupo complementar ao F&H.
  A quantidade adquirida de F&H e dos demais alimentos foi expressa em kcal por adulto-equivalente (AE) por dia, dividindo-se a soma das calorias relativas à aqui-sição de cada grupo de alimentos pelo total de unidades AE no estrato e pelo número de dias de registro (sete). A fração de unidade AE atribuída a cada indivíduo foi computada dividindo-se o consumo recomendado de energia correspondente ao grupo de idade e sexo do indivíduo pela média do consumo recomendado para indivíduos com idade entre 18 e 50 anos (2.550 kcal).i As frações de unidade AE foram somadas para obtenção do número total de unidades AE do estrato.
  A participação relativa de F&H no total de alimentos adquirido no estrato foi expressa, para fi ns descritivos, como percentual do valor calórico total adquirido. Adicionalmente, calculou-se a quantidade de calorias de F&H ajustadas para o total de calorias adquiridas no estrato segundo método dos resíduos.17 Tal procedi-mento permite estudar a associação entre a participação relativa de F&H na aquisição total de alimentos (e não a quantidade absoluta adquirida) e os potenciais determinantes dessa participação, como renda familiar e preços dos alimentos.
  O preço médio das aquisições de F&H e dos demais alimentos em cada estrato, expresso em R$/1.000 kcal, foi obtido dividindo-se o total de despesas com o grupo de alimentos pelo total de calorias adquiridas e multiplicando-se o resultado por mil.
  A renda média, expressa em R$/pessoa/mês, foi obtida dividindo-se a somatória do total de rendimentos mensais de todos os domicílios que integram o estrato pelo total de moradores. De modo análogo, calculou-se a média de idade e a média de anos de escolaridade dos moradores com 18 ou mais anos. A proporção de mulheres e de chefes de família do sexo feminino, além da proporção de indivíduos com idade inferior a cinco anos ou superior a 64 anos, também foram estimadas. A região geográfi ca (agrupada em: Norte/Nordeste e Sul/Sudeste/Centro-Oeste) e sua situação (urbana ou rural) complementaram a caracterização das unidades de estudo.
  As variáveis centrais – renda per capita , preços de F&H e demais alimentos e participação de F&H no total de calorias –, assim como as demais variáveis empregadas para caracterização sociodemográfica dos estratos foram inicialmente descritas por meio de medidas de tendência central e de dispersão. A associação linear entre essas variáveis e a renda foi analisada em modelos de regressão linear, tendo a variável de interesse como desfecho e os quartos de renda (na forma contínua) como variável explanatória.
  A relação de renda per capita e preço de F&H com participação relativa de F&H no total de calorias adqui-ridas (expressa como calorias do grupo ajustadas para o total de calorias) foi estudada em modelos de regressão múltipla pelo cálculo de coefi cientes de elasticidade. Coefi cientes de elasticidade indicam o percentual de variação (positivo ou negativo) na participação de F&H diante de um ponto percentual de variação na renda familiar (elasticidade-renda) ou no preço de F&H (elasticidade-preço própria). De forma resumida, os coefi cientes de elasticidade correspondem aos coe fi -cientes de regressão ( β) de variáveis explanatórias em modelos de regressão linear múltipla do tipo log-log.2,11 O modelo geral utilizado pode ser de fi nido como:ln(F&H) =  α  +  β1 ln(R) + β2 ln(Preço_A) +β3 ln(Preço_B) + χ1(VC) (1),em que:
• F&H é a quantidade de calorias de F&H ajustadas para o total de calorias adquiridas;
• R é a renda mensal per capita (R$);
• Preço_A é o preço por unidade de energia de F&H (R$/1.000 kcal);
• Preço_B é o preço por unidade de energia do conjunto de alimentos complementar a F&H (R$/1.000 kcal);
• VC são variáveis de confusão.
  As variáveis testadas como potenciais variáveis de confusão para a associação entre renda e preços e partici-pação de F&H na aquisição total de alimentos incluíram: região geográ fi ca e situação do estrato; média da idade dos moradores e dos anos de escolaridade dos adultos (idade  ≥ 18 anos); proporção de chefes de domicílio do sexo feminino, de mulheres, de crianças com menos de cinco anos, de adultos com 65 ou mais anos, além do preço médio pago pelo conjunto de alimentos comple-mentares a F&H. Foram adotadas como variáveis de controle aquelas cuja introdução no modelo acarretou variação igual ou superior a 10% no coefi ciente  de regressão relativo à renda ou ao preço de F&H.
  Extensões do modelo geral de regressão – incluindo termos quadráticos para renda familiar e preços de alimentos – foram testadas visando à identifi cação de relações não lineares entre essas variáveis e à partici-pação de F&H na aquisição total de alimentos.
  Os procedimentos analíticos deste estudo foram execu-tados com o auxílio de comandos da família  svy do aplicativo Stata v.8.2, que consideram o delineamento da amostra da POF-IBGE 2002/03.
RESULTADOS
A maior parte dos estratos situava-se em áreas urbanas (84,8%), cerca de dois terços pertenciam às regiões Sudeste, Sul ou Centro-Oeste e um terço às regiões Norte ou Nordeste (Tabela 1).F&H corresponderam a 2,5% do total de calorias adquiridas e tiveram preço quatro vezes superior ao dos demais alimentos para o conjunto dos estratos de domicílios. Tanto a participação relativa de
  F&H quanto seus preços e os preços dos demais alimentos tenderam a aumentar com o nível de renda das famílias (Tabela 2).
  A elasticidade-renda no modelo com controle do preço dos alimentos e variáveis sociodemográfi cas (modelo 3) foi de 0,27, indicando que o aumento de um ponto percentual na renda mensal  per capita elevaria em 0,27% a participação de F&H no total de alimentos adquiridos. No mesmo modelo, a elasticidade-preço foi de -0,79, indicando efeito oposto e com magnitude duas vezes e meia superior ao efeito da renda: um ponto percentual de redução no preço de F&H elevaria em abela 1. Caracterização sociodemográfi ca dos 443 estratos de domicílios estudados. Brasil, 2002/03.Indicador Média Erro-padrãoIntervalo-Interquartilp25 - p75Renda mensal por pessoa (R$) 546,6 32,0 257,4 - 528,4Anos de estudo dos moradores adultos  6,7 0,2 5,2 - 7,8Idade dos moradores (anos completos) 29,2 0,3 26,9 - 31,2% de moradores com idade ≤ 5 anos  6,3 0,3 4,2 - 8,1% de moradores com idade ≥ 65 anos  8,8 0,2 7,3 - 10,5Tabela 2.  Valores médios para calorias adquiridas para consumo no domicílio, participação relativa de frutas e hortaliças no total calórico e preços de alimentos, segundo quartos da distribuição da renda per capita. Brasil, 2002/03.Quartos crescentes da distribuição da renda  per capita Total de calorias adquiridas(kcal/AE/dia)Calorias provenientes de F&H(kcal/AE/dia)Participação de F&H (% do total de calorias adquiridas)Preço de F&H(R$/1.000kcal)Preço dos demais alimentos(R$/1.000kcal)1º 2060,3* 32,0* 1,6* 4,13* 0,82*2º 2231,1 42,0 1,9 4,51 0,923º 1936,2 49,9 2,7 4,53 1,114º 1884,0 75,7 4,0 5,10 1,53Total 2028,3 49,6 2,5 4,46 1,060,79% a participação desse grupo no total calórico adquirido pelas famílias (Tabela 3).
  A Figura descreve a curva de valores preditos para a participação relativa de F&H no total de calorias segundo variações na magnitude da renda per capita, dada por um quarto modelo de regressão que, além de controlar preço dos alimentos e variáveis sociodemo-gráfi cas, inclui um termo simples e um termo quadrá-tico para a renda  per capita  (ambos signi fi cativos com p < 0,05). A inclinação da curva é mais intensa quando as variações de renda ocorrem no segmento de domicílios com renda mais baixa, reduzindo-se progressivamente até quase desaparecer no segmento de maior renda.  Diferentemente do observado para a renda, não houve evidência de relações não lineares signi fi cativas entre preços de alimentos e participação de F&H no total de calorias.
DISCUSSÃO
Observou-se aumento da participação de F&H no total de aquisições de alimentos, com a diminuição do preço de F&H ou com o aumento da renda familiar. A magnitude da elasticidade-renda tendeu a diminuir nos estratos de maior renda, uma vez que a participação das despesas com alimentação diminui com a elevação da renda,j não se identi fi cando um padrão consistente de relação com os estratos de renda no caso da elasticida-de-preço de F&H
  A associação com a renda e com os preços de alimentos demonstrada neste estudo refere-se não à aquisição absoluta de frutas e hortaliças, mas à sua participação relativa no total de alimentos adquiridos. Não há razões para crer que os resultados obtidos pudessem ser substancialmente diferentes caso tivesse sido possível Tabela 3. Elasticidade da participação relativa de frutas e hortaliças na aquisição domiciliar de calorias em relação à renda familiar per capita e preço de frutas e hortaliças, obtido por modelos de regressão. Brasil, 2002/03.Variáveis explanatóriasModelos12 3Renda per capita (R$) 0,52 0,62 0,27Preço de frutas e hortaliças (R$/1.000 cal)a-0,77 -0,79R20,64 0,73 0,79avaliar também a aquisição de alimentos para consumo fora do domicílio. A proporção de alimentos adquiridos para consumo no domicílio corresponde a 76% das despesas totais com alimentação das famílias urbanas e a 88% das famílias rurais.15 Assumindo-se que o preço dos alimentos adquiridos para consumo fora de casa não seja menor do que o preço dos alimentos para consumo no domicílio, nosso estudo estaria avaliando pelo menos quatro quintos do total de alimentos adquiridos.
  A essas limitações, junta-se o curto período de referência para a coleta de dados sobre as aquisições de alimentos feitas por cada domicílio na POF 2002/03. Para esse problema, o presente estudo adotou como unidade de análise grupos de domicílios homogêneos quanto a localização e atributos socioeconômicos, estudados de forma uniforme ao longo dos trimestres do ano.
  O principal avanço deste estudo em relação à literatura está na aplicação de procedimentos com embasamento nutricional sobre o tema proposto em uma base nacional de dados. Poucos estudos estimaram elasticidade-renda e elasticidade-preço para participação de F&H na dieta de populações de países em desenvolvimento, princi-palmente no intuito de promover práticas saudáveis de alimentação. Na maioria dos estudos, o consumo de F&H é avaliado por sua participação nas despesas familiares com alimentação ou a partir da quantidade absoluta adquirida desses alimentos.k,l Isso sem que seja possível observar a condição nutricional mais recomendada: que as F&H sejam adicionadas à dieta em substituição a alimentos de maior densidade energé-tica e menor teor de nutrientes. Estudo2 realizado com dados da POF da Fundação e Instituto de Pesquisas Econômicas (Fipe), com amostra representativa do município de São Paulo e metodologia analítica semelhante à adotada no presente estudo, encontrou a mesma relação entre os coe fi cientes de elasticidade. Assim como nosso estudo, o estudo baseado em dados da Fipe encontrou infl uência inferior da renda sobre a participação de F&H na dieta quando comparada àquela exercida pelo preço desses alimentos, contudo com valores de elasticidade de menor magnitude, respecti-vamente 0,03 e -0,20.2
  Os resultados de nosso estudo indicam que o aumento na renda das famílias, sobretudo das mais pobres, e a redução do preço de F&H seriam modos efetivos de se aumentar a participação desses alimentos na dieta das famílias brasileiras (2,5% do total de calorias para uma recomendação de pelo menos 6% a 7%). A principal forma de aumentar a renda dos estratos mais pobres de uma sociedade de forma direta e imediata parece ser a transferência direta de renda.10 Programas bem-sucedidos de transferência de renda foram implantados no Brasil nos últimos anosm e é provável que a partici-pação de F&H na dieta das famílias mais pobres fosse ainda menor na ausência desses programas.
  Políticas que resultem na redução do preço de F&H em relação aos demais alimentos não vêm sendo apli-cadas no Brasil. Tal medida possui grande propensão a conseguir resultados efetivos em curto prazo, visto que infl  uencia diretamente a escolha dos consumidores. A redução na carga de impostos incidindo sobre F&H – atualmente cerca de 28% para frutas e 22% para hortaliçasn – seria uma intervenção com potencial ao sucesso, uma vez que não necessita de grande aporte fi  nanceiro por parte da administração pública (baseia-se na renúncia aos impostos devidos), além de direcionar a redução de preço aos consumidores. Nossos resultados mostram que a diminuição do preço médio de F&H em 20% elevaria a participação desses alimentos na dieta do brasileiro em cerca de 16% (variando dos níveis atuais para cerca de 3% do total de calorias). A desvantagem óbvia da isenção de impostos é o risco de desequilíbrio na relação de oferta/demanda desses alimentos, caso sua oferta não seja igualmente estimulada.
  A criação de linhas especiais de crédito voltadas à produção de F&H seria uma alternativa para promover a redução de seu preço. Essa medida possui o atrativo de estimular simultaneamente os canais de oferta e demanda, minimizando o risco de um desabastecimento do mercado com conseqüente alta dos preços. A desvan-tagem desse tipo de processo reside na chance de que a redução de preço seja absorvida durante a cadeia de produção e comercialização de F&H e nunca atinja o consumidor  fi nal. A imposição de uma pequena taxa sobre alimentos ou grupos de alimentos não-saudáveis – como, por exemplo, alimentos com alto teor de sódio ou açúcar – seria uma solução para obtenção dos recursos necessários para implementação do subsídio à F&H. Em nosso estudo, analisamos o impacto de variações em preços de grupos específi cos de alimentos sobre o consumo de F&H, porém não encontramos um padrão que indicasse de forma conclusiva os melhores candi-datos para essas taxações.
  Concluindo, nossos resultados mostram que a redução dos preços pode in fl uenciar positivamente a partici-pação de F&H na alimentação da população brasileira, sugerindo que uma política nesse sentido resultaria em elevação do consumo desses alimentos no Brasil.1. 
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