RESUMO Objetivo: Investigar a associação entre a anemia por deficiência de ferro e a duração do sono no primeiro ano de vida. Métodos: Foram avaliadas 123 crianças, sendo o sono investigado aos três, seis e 12 meses de idade e a anemia ao nascimento e aos seis meses. Utilizaram-se como pontos de corte para anemia e curta duração de sono, respectivamente, hemoglobina<11 g/dL (nascimento e/ou seis meses) e tempo total <10 h (3, 6 e/ou 12 meses). A comparação do tempo médio de sono entre as crianças com e sem anemia foi realizada pelo teste t de Student e modelos de regressão logística foram usados para verificar diferenças na duração do sono (curta/não curta) entre os grupos. Análises de regressão linear foram conduzidas para determinar a associação entre a duração do sono e valores de hemoglobina. As análises foram ajustadas para potenciais confundidores. Resultados: As crianças com anemia tiveram maior chance de apresentar curta duração do sono [odds ratio — OR (intervalo de confiança — IC95%): 4,02 (1,02–15,76); p≤0,05]. Para cada unidade de aumento nos valores da hemoglobina, o tempo de sono aumentou em 16,2 min [β (IC95%): 0,27 (0,00–0,55); p≤0,05), independentemente de renda familiar, escolaridade materna, sexo e índice de massa corporal ao nascimento. Conclusões: Nossos resultados sugerem que a anemia ferropriva está associada à curta duração do sono no primeiro ano de vida e indicam a necessidade de investigações longitudinais, com maior tempo de seguimento, para verificar o impacto da anemia na duração do sono em idades subsequentes. Objetivo Métodos três 1 Utilizaramse Utilizaram se respectivamente hemoglobina11 hemoglobina 11 hemoglobina<1 gdL g dL eou ou 10 <1 3, 3 (3 . curta/não curtanão não grupos confundidores Resultados odds intervalo IC95% IC95 IC IC95%) 402 4 02 4,0 1,02–15,76 1021576 15 76 (1,02–15,76) p≤0,05. p005 p p≤0,05 0 05 p≤0,05] 162 16 2 16, β (IC95%) 027 27 0,2 0,00–0,55 000055 00 55 (0,00–0,55) p≤0,05, , p≤0,05) familiar materna Conclusões longitudinais seguimento subsequentes hemoglobina1 hemoglobina< < ( IC9 40 4, 1,02–15,7 102157 7 (1,02–15,76 p00 p≤0,0 (IC95% 0, 0,00–0,5 00005 5 (0,00–0,55 1,02–15, 10215 (1,02–15,7 p0 p≤0, (IC95 0,00–0, 0000 (0,00–0,5 1,02–15 1021 (1,02–15, p≤0 (IC9 0,00–0 000 (0,00–0, 1,02–1 102 (1,02–15 p≤ (IC 0,00– (0,00–0 1,02– (1,02–1 0,00 (0,00– 1,02 (1,02– 0,0 (0,00 1,0 (1,02 (0,0 1, (1,0 (0, (1, (0 (1
Abstract Objective: The aim of this study was to investigate the association between iron deficiency anemia and sleep duration in the first year of life. Methods: A total of 123 infants were investigated, with sleep being evaluated at 3, 6, and 12 months of age and anemia at birth and 6 months. The cutoff points for anemia and short sleep duration were hemoglobin <11 g/dL (at birth and/or 6 months) and <10 h (at 3, 6, and 12 months), respectively. The comparison of the average sleep time between infants with and without anemia was performed using the Student’s t-test, and logistic regression models were also used to verify differences in the sleep duration (short/not short) between the groups. Linear regression analyses were conducted to determine the association between sleep duration and hemoglobin values. The analyses were adjusted for potential confounders. Results: Children with anemia were more likely to be short sleepers [odds ratio (95% confidence interval (CI)): 4.02 (1.02–15.76); p≤0.05], and for each unit increase in hemoglobin values, the sleep duration increased by 16.2 min [β (95%CI): 0.27 (0.00–0.55); p≤0.05), regardless of family income, maternal schooling, gender, and body mass index at birth. Conclusions: Our results suggest that iron deficiency anemia is associated with short sleep duration in the first year of life and indicate the need for longitudinal investigations, with longer follow-up, to verify the impact of anemia on sleep duration at subsequent ages. Objective Methods investigated 3 1 11 <1 gdL g dL andor or 10 months, , respectively Students Student s ttest, ttest t test, test t-test short/not shortnot not groups values confounders Results odds 95% 95 (95 CI (CI)) 402 4 02 4.0 1.02–15.76 1021576 15 76 (1.02–15.76) p≤0.05, p005 p p≤0.05 0 05 p≤0.05] 162 16 2 16. β 95%CI 95CI (95%CI) 027 27 0.2 0.00–0.55 000055 00 55 (0.00–0.55) p≤0.05) income schooling gender Conclusions investigations followup, followup follow up, up follow-up ages < 9 (9 (CI) 40 4. 1.02–15.7 102157 7 (1.02–15.76 p00 p≤0.0 (95%CI 0. 0.00–0.5 00005 5 (0.00–0.55 ( (CI 1.02–15. 10215 (1.02–15.7 p0 p≤0. 0.00–0. 0000 (0.00–0.5 1.02–15 1021 (1.02–15. p≤0 0.00–0 000 (0.00–0. 1.02–1 102 (1.02–15 p≤ 0.00– (0.00–0 1.02– (1.02–1 0.00 (0.00– 1.02 (1.02– 0.0 (0.00 1.0 (1.02 (0.0 1. (1.0 (0. (1. (0 (1