Resumo

Este estudo examinou a estrutura dimensional e a confiabilidade da versão em português brasileiro do Food Choice Questionnaire (FCQ) de 36 itens, instrumento utilizado para medir a importância dos motivos que levam às escolhas alimentares. A amostra incluiu 502 adultos. Utilizou-se análises fatoriais confirmatórias (AFC) para avaliar a estrutura configural (dimensionalidade) e métrica (magnitude de cargas fatoriais, correlações residuais e validade fatorial discriminante). A avaliação de consistência interna usou o coeficiente ômega (Ω); a reprodutibilidade temporal usou o coeficiente Kappa com ponderação quadrática (κ) em uma amostra separada de 41 indivíduos. A AFC final corrobora a estrutura original de 9 fatores e mostra altas cargas fatoriais (λ_i > 0,80 em 34 itens); duas correlações residuais (r_(i2-i3) = 0,773 e r_(i16i17) = 0,853); e correlações fatoriais indicando validade fatorial discriminante (φ < 0,80). Quanto à confiabilidade, há adequada consistência interna (Ω = 0,877 a 0,968) e boa reprodutibilidade teste-reteste indicando estabilidade temporal (κ = 0,768 a 0,917). Conclui-se que a versão do FCQ possui boas propriedades configurais e métricas, já podendo ser recomendada para uso no Brasil na sua presente forma.

Palavras-chave
Estudos de validação; Comparação transcultural; Questionários; Preferências alimentares; Comportamento alimentar

Introdução

Escolhas alimentares têm várias origens, sejam estas econômicas, socioculturais, ideológicas, psicológicas, biológicas¹1 Jomori MM, Proença RPC, Calvo MCM. Determinantes de escolha alimentar. Revista de Nutrição 2008; 21(1):63-73.^,22 Milošević J, Zezelj I, Gorton M, Barjolle D. Understanding the motives for food choice in Western Balkan Countries. Appetite 2012; 58(1):205-214.. A possível relação entre estas escolhas e seus efeitos na saúde, quer desfavoráveis ou protetores, direcionam políticas públicas na área de alimentação e nutrição³3 Brasil. Ministério da Saúde (MS). Guia alimentar para a população brasileira. 2ª ed. Brasília: MS; 2014.^,44 World Health Organization (WHO). Global health risks: mortality and burden of disease attributable to selected major risks. Geneva: WHO; 2009.. Visando diminuir o risco de ocorrência de doenças crônicas não transmissíveis, as diretrizes advindas destas políticas têm como propostas centrais a restrição da ingestão de alimentos ultra processados e de alta densidade energética³3 Brasil. Ministério da Saúde (MS). Guia alimentar para a população brasileira. 2ª ed. Brasília: MS; 2014.^,44 World Health Organization (WHO). Global health risks: mortality and burden of disease attributable to selected major risks. Geneva: WHO; 2009.. Ainda assim, o consumo destes tipos de alimentos permanece elevado no Brasil⁵5 Canella DS, Levy RB, Martins AP, Claro RM, Moubarac JC, Baraldi LG, Cannon G, Monteiro CA. Ultra-processed food products and obesity in Brazilian households (2008-2009). PLoS One 2014; 9:e92752.. Pautar políticas públicas na área de alimentação e nutrição somente à ótica de que as escolhas alimentares são motivadas por preocupações voltadas à saúde parece limitado⁶6 Steptoe A, Pollard TM, Wardle J. Development of a measure of the motives underlying the selection of food: the food choice questionnaire. Appetite 1995; 25(3):267-284., outras necessidades podendo subjazer tais opções²2 Milošević J, Zezelj I, Gorton M, Barjolle D. Understanding the motives for food choice in Western Balkan Countries. Appetite 2012; 58(1):205-214.^,77 Share M, Stewart-Knox B. Determinants of food choice in Irish adolescents. Food Quality and Preference 2012; 25(2012):57-62.^,88 Tobler C, Visschers VH, Siegrist M. Eating green. Consumers’ willingness to adopt ecological food consumption behaviors. Appetite 2011; 57(3):674-682.. Por exemplo, ser vegetariano por valores éticos ou políticos⁹9 Haverstock K, Forgays DK. To eat or not to eat. A comparison of current and former animal product limiters. Appetite 2012; 58(3):1030-1036., reduzir o consumo de carne e priorizar frutas e legumes sazonais com o intuito de minimizar o impacto ambiental⁸8 Tobler C, Visschers VH, Siegrist M. Eating green. Consumers’ willingness to adopt ecological food consumption behaviors. Appetite 2011; 57(3):674-682., preferir alimentos de fácil acesso e preços reduzidos, podem influir nas escolhas alimentares⁷7 Share M, Stewart-Knox B. Determinants of food choice in Irish adolescents. Food Quality and Preference 2012; 25(2012):57-62..

Assim, identificar as influências se torna relevante para nortear o desenvolvimento e implementação de ações em educação alimentar e nutricional. Além disso, com a globalização do mercado, compreender as diferenças que regem os motivos das escolhas alimentares é importante para a produção de produtos alimentícios e sua comercialização em diferentes culturas e países¹⁰10 Markovina J, Stewart-Knox BJ, Rankin A, Gibney M, Almeida MDV, Fischer A, Kuznesoff SA, Poínhos R, Panzonef L, Frewerf LJ. Food4Me study: Validity and reliability of Food Choice Questionnaire in 9 European countries. Food Quality and Preference 2015; 45:26-32..

Diferente de outras ferramentas de medida que visam quantificar ou captar o consumo alimentar usual dos indivíduos, tais como os questionários de frequência alimentar (QFA)¹¹11 Fornes NS, Stringhini ML, Elias BM. Reproducibility and validity of a food-frequency questionnaire for use among low-income Brazilian workers. Public Health & Nutrition 2003; 6(8):821-827.

12 Ribeiro AC, Oliveira KES, Rodrigues MLCF, Costa THM, Schmitz BAS. Validação de um questionário de freqüência de consumo alimentar para população adulta. Revista de Nutrição 2006; 19(5):553-562.

13 Sichieri R, Everhart J. Validity of a Brazilian food frequency questionnaire against dietary recalls and estimated energy intake. Nutrition Research 1998; 18(10):1649-1659.^-1414 Zanolla AF, Olinto MT, Henn RL, Wahrlich V, Anjos LA. Avaliação de reprodutibilidade e validade de um questionario de frequencia alimentar em adultos residentes em Porto Alegre, Rio Grande do Sul, Brasil. Cad Saude Publica 2009; 25(4):840-848., o Food Choice Questionnaire (FCQ) é singular em investigar os motivos que orientam escolhas alimentares. Desenvolvido por Steptoe et al.⁶6 Steptoe A, Pollard TM, Wardle J. Development of a measure of the motives underlying the selection of food: the food choice questionnaire. Appetite 1995; 25(3):267-284. em língua inglesa, o FCQ foi inicialmente proposto com 68 itens. Uma análise fatorial exploratória preliminar identificou que diversos itens não eram exclusivos aos respectivos fatores postulados, levando os autores a descartá-los subsequentemente. A versão resultante reduziu-se a 36 itens, envolvendo nove dimensões cobrindo questões relacionadas à saúde, humor, conveniência, apelo sensorial, conteúdo natural, preço, controle de peso, familiaridade e preocupação ética⁶6 Steptoe A, Pollard TM, Wardle J. Development of a measure of the motives underlying the selection of food: the food choice questionnaire. Appetite 1995; 25(3):267-284.. Cada item encerra uma escala do tipo Likert que varia de 1 a 4 pontos segundo a importância percebida pelos participantes (nada importante; pouco importante; moderadamente importante; e muito importante)¹⁵15 Streiner DL, Norman GR, Cairney J. Health measurement scales. A practical guide to their development and use. Oxford: Oxford University Press; 2015.. Esta versão apresentou aceitável consistência interna (coeficiente α de Cronbach variando de 0,70 a 0,87) e confiabilidade testereteste (coeficiente de correlação de Pearson variando de 0,714 a 0,830).

Desde seu lançamento, vários estudos adicionais de confiabilidade e estrutura dimensional do FCQ têm sido realizados em diferentes países¹⁰10 Markovina J, Stewart-Knox BJ, Rankin A, Gibney M, Almeida MDV, Fischer A, Kuznesoff SA, Poínhos R, Panzonef L, Frewerf LJ. Food4Me study: Validity and reliability of Food Choice Questionnaire in 9 European countries. Food Quality and Preference 2015; 45:26-32.^,1616 Eertmans A, Victoir A, Notelaers G, Vansant G, Van den Berg O. The food choice questionnaire: factorial invariant over western urban populations? Food Quality and Preference 2006; 17(5):344-352.

17 Fotopoulos C, Krystallis A, Vassallo M, Pagiaslis A. Food Choice Questionnaire (FCQ) revisited. Suggestions for the development of an enhanced general food motivation model. Appetite 2009; 52(1):199-208.

18 Honkanen P, Frewer L. Russian consumers’ motives for food choice. Appetite 2009; 52(2):363-371.

19 Januszewska R, Pieniak Z, Verbeke W. Food choice questionnaire revisited in four countries. Does it still measure the same? Appetite 2011; 57(1):94-98.^-2020 Pula K, Parks CD, Ross CF. Regulatory focus and food choice motives. Prevention orientation associated with mood, convenience, and familiarity. Appetite 2014; 78:15-22.. Sob diversos motivos, versões alternativas foram sugeridas no processo, seja eliminando, incluindo ou modificando itens e/ou fatores¹⁷17 Fotopoulos C, Krystallis A, Vassallo M, Pagiaslis A. Food Choice Questionnaire (FCQ) revisited. Suggestions for the development of an enhanced general food motivation model. Appetite 2009; 52(1):199-208.^,1818 Honkanen P, Frewer L. Russian consumers’ motives for food choice. Appetite 2009; 52(2):363-371.^,2020 Pula K, Parks CD, Ross CF. Regulatory focus and food choice motives. Prevention orientation associated with mood, convenience, and familiarity. Appetite 2014; 78:15-22.. Nitidamente, há uma falta de consenso.

Em 2015, Heitor et al.²¹21 Heitor SF, Estima CC, Neves FJ, Aguiar AS, Castro SS, Ferreira JE. Tradução e adaptação cultural do questionário sobre motivo das escolhas alimentares (Food Choice Questionnaire - FCQ) para a língua portuguesa. Cien Saude Colet 2015; 20(8):2339-2346. deram início ao processo de adaptação transcultural do FCQ. Pautados na metodologia proposta por Herdman et al.²²22 Herdman M, Fox-Rushby J, Badia X. A model of equivalence in the cultural adaptation of HRQoL instruments: the universalist approach. Qual Life Res 1998; 7(4):323-335., os autores cumpriram as etapas de equivalência teórica, semântica e operacional, apresentando uma versão em português (c.fq quadro 1 de Heitor et al.²¹21 Heitor SF, Estima CC, Neves FJ, Aguiar AS, Castro SS, Ferreira JE. Tradução e adaptação cultural do questionário sobre motivo das escolhas alimentares (Food Choice Questionnaire - FCQ) para a língua portuguesa. Cien Saude Colet 2015; 20(8):2339-2346.) com vista a testes futuros. Dando sequência ao processo, o presente estudo examina a estrutura configural e métrica desta versão brasileira do FCQ em adaptação, bem como sua confiabilidade por meio da consistência interna e estabilidade temporal (teste-reteste).

Método

População alvo, seleção das amostras e critério de inclusão

O presente trabalho foi desenvolvido no município de Frutal, Minas Gerais, entre janeiro e julho de 2016. Os participantes foram selecionados de 2.875 adultos (≥ 18 anos) constantes no banco de dados do Sistema de Informação da Atenção Básica (SIAB), composto pela população adscrita à Equipe de Saúde da Família (ESF) do município. A seleção foi aleatória por meio de sorteio, ambos os sexos e diferentes níveis de escolaridade. Apenas um indivíduo foi selecionado por domicílio.

O cálculo de tamanho da amostra guiou-se por sugestões encontradas na literatura afim²³23 Hair JF, Black WC, Rabin BJ, Anderson RE. Multivariate Data Analysis. Upper Saddle River: Prentice-Hall; 2010.^,2424 Kline RB. Principles and practice of structural equation modeling. London: The Guilford Press; 2015.. Considerando uma proporção de 15 casos para cada um dos 36 itens componentes do FCQ, projetou-se 540 indivíduos, acrescidos 10% devido às possíveis perdas ou recusas. Foram efetivamente abordados 598 sujeitos. Trinta e dois se recusaram a participar, 21 não foram encontrados após três tentativas, 38 tinham mudado de endereço, dois foram excluídos por serem surdos/mudos/analfabetos, e três haviam ido a óbito. Assim, 502 acabaram incluídos e analisados. Vale mencionar que este tamanho de amostra projetado se mostrou apropriado subsequentemente. Baseado nas estimativas obtidas na análise fatorial confirmatória (AFC) do modelo original de nove dimensões proposto por Steptoe et al.⁶6 Steptoe A, Pollard TM, Wardle J. Development of a measure of the motives underlying the selection of food: the food choice questionnaire. Appetite 1995; 25(3):267-284., um estudo de poder post hoc usando simulação Monte Carlo com 10.000 replicações evidenciou um poder estatístico acima de 0,99 para todas as cargas estimadas²⁵25 Muthén LK, Muthén BO. How to use a Monte Carlo study to decide on sample size and determine power. Structural Equation Modeling 2002; 9(4):599-620..

Uma nova amostra de 41 indivíduos foi selecionada, com vistas à avaliação da reprodutibilidade do instrumento. A segunda abordagem foi realizada 15 a 20 dias depois, o mesmo intervalo de tempo usado por Steptoe et al.⁶6 Steptoe A, Pollard TM, Wardle J. Development of a measure of the motives underlying the selection of food: the food choice questionnaire. Appetite 1995; 25(3):267-284. em suas análises iniciais. As duas aplicações do instrumento foram realizadas no mesmo local e em horários aproximados.

Instrumentos de mensuração e coleta de dados

Conforme apresentado na Introdução, a versão em português brasileiro do FCQ submetida a teste no presente estudo concerne a proposta em Heitor et al.²¹21 Heitor SF, Estima CC, Neves FJ, Aguiar AS, Castro SS, Ferreira JE. Tradução e adaptação cultural do questionário sobre motivo das escolhas alimentares (Food Choice Questionnaire - FCQ) para a língua portuguesa. Cien Saude Colet 2015; 20(8):2339-2346.. Para caracterização do perfil sociodemográfico e econômico, utilizou-se parte do Questionário Brasileiro de Avaliação Funcional Multidimensional (BOMFAQ)²⁶26 Ramos LR, Toniolo J, Cendoroglo MS, Garcia JT, Najas MS, Perracini M, Paola CR, Santos FC, Bilton T, Ebel SJ, Macedo MB, Almada CM, Nasri F, Miranda RD, Gonçalves M, Santos AL, Fraietta R, Vivacqua I, Alves ML, Tudisco ES. Two-year follow-up study of elderly residents in S. Paulo, Brazil: methodology and preliminary results. Rev Saude Publica 1998; 32(5):397-407..

O questionário foi apresentado aos participantes em suas próprias residências para ser autorrespondido, após explicações sobre o preenchimento por supervisores de campo treinados. Foi necessário aplicá-lo por entrevista face a face a 17 respondentes devido à idade avançada ou baixa escolaridade. Após uma minuciosa avaliação do preenchimento, os questionários foram submetidos à dupla digitação e à conferência da consistência entre os dois bancos de dados.

Análises

O processo foi iniciado pela avaliação da estrutura multidimensional proposta por Steptoe et al.⁶6 Steptoe A, Pollard TM, Wardle J. Development of a measure of the motives underlying the selection of food: the food choice questionnaire. Appetite 1995; 25(3):267-284.. A primeira etapa consistiu em avaliar a solução de nove fatores. Com esta finalidade, foi realizada uma análise do tipo fatorial confirmatória (AFC)²⁴24 Kline RB. Principles and practice of structural equation modeling. London: The Guilford Press; 2015.^,2727 Brown TA. Confirmatory Factor Analysis for Applied Research. New York: The Guilford Press; 2015.. Seguindo recomendações para modelagem de itens categóricos ordinais²⁸28 Muthén B, Asparouhov T. Latent variable analysis with categorical outcomes: multiple-group and growth modeling in Mplus. Los Angeles: Muthén & Muthén (Mplus Web Notes 4);2002., empregou-se o estimador Weighted Least Squares Mean and Variance Adjusted (WLSMV) implementado em Mplus 7.4²⁹29 Muthén LK, Muthén BO. Mplus User’s Guide. 7th ed. Los Angeles: Muthén & Muthén; 1998-2012..

Três índices foram utilizados para avaliação do ajuste de modelo: Comparative Fit Index (CFI), Tucker-Lewis Index (TLI) e o Root Mean Square Error of Aproximation (RMSEA). O CFI e o TLI comparam o modelo em tela com um modelo nulo. Ambos variam de 0 a 1 e valores acima de 0,95 indicam ajuste adequado. O RMSEA compensa o efeito da complexidade do modelo ao estimar o ajuste à luz do número de parâmetros envolvidos (graus de liberdade). Valores < 0,06 sugerem um bom ajuste, e os valores > 0,10 indicam ajuste ruim, indicando a rejeição do modelo²⁷27 Brown TA. Confirmatory Factor Analysis for Applied Research. New York: The Guilford Press; 2015.. Também são mostrados os limites de confiança superiores (LCS) de 90%.

Avaliou-se as correlações residuais, visto que dependências condicionais podem indicar redundância semântica dos itens²⁷27 Brown TA. Confirmatory Factor Analysis for Applied Research. New York: The Guilford Press; 2015.. Explorou-se os índices de modificação (IM) providos pelo software de análise (Mplus), que projetam o efeito no ajuste à inclusão de parâmetros não considerados no modelo em foco. Os IM refletem quanto o χ² do modelo reduziria (ajustaria melhor) se determinado parâmetro fosse estimado livremente. Complementando os IM, valores de mudanças esperadas de parâmetros (MEP) também foram explorados, antecipando a direção e a intensidade das estimativas com as modificações implementadas livremente nas etapas seguintes da análise²⁷27 Brown TA. Confirmatory Factor Analysis for Applied Research. New York: The Guilford Press; 2015.. Examinou-se também a sustentabilidade da validade fatorial discriminante (VFD). Correlações fatoriais de 0,80 demarcaram a decisão. Por parcimônia, optou-se por violação se φ_(f) > 0,80²³23 Hair JF, Black WC, Rabin BJ, Anderson RE. Multivariate Data Analysis. Upper Saddle River: Prentice-Hall; 2010.^,2727 Brown TA. Confirmatory Factor Analysis for Applied Research. New York: The Guilford Press; 2015..

A consistência interna foi calculada por meio do coeficiente ômega de McDonald (Ω). Valores de 0,70 a 0,95 foram considerados aceitáveis³⁰30 McDonald RP. Test theory: A unified treatment. Mahwah: Lawrence Erlbaum Associates, Inc.; 1999.. A reprodutibilidade temporal (teste-reteste) foi avaliada por meio do coeficiente Kappa com ponderação quadrática, estimado no programa kapci do software Stata 14.2³¹31 Reichenheim ME. Confidence intervals for the kappa statistic (st0076). Stata Journal 2004; 4:421-428.^,3232 StataCorp. Stata Statistical Software: Release 14. College Station: Stata Corporation; 2015.. Intervalos de confiança de 95% foram calculados pelo método de bootstrap com 1.000 replicações. A classificação utilizou os limites propostos por Shrout³³33 Shrout PE. Measurement reliability and agreement in psychiatry. Stat Methods Med Res 1998; 7(3):301-317.: κ< 0,10: ausente; κ= 0,11-0,40: fraca; κ= 0,41-0,60: discreta; κ= 0,61-0,80: moderada e κ= 0,80-1,0: substancial.

Aspectos éticos

O presente estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Universidade Federal do Triângulo Mineiro (UFTM). Os participantes foram informados sobre os procedimentos da pesquisa e seus riscos, antes de assinar o Termo de Consentimento Livre e Esclarecido, assegurando a participação voluntária.

Resultados

A idade dos participantes variou de 18 a 96 anos (média 46,4; DP 19,3), com predomínio de mulheres, casadas/com companheiros, com pelo menos 10 anos de escolaridade, com alguma inserção no mercado de trabalho, rendimento familiar per capita entre um a três salários mínimos e opção religiosa católica ou evangélica (Tabela 1).

Consistentemente, a distribuição dos itens mostrou que todas as quatro opções de resposta da escala foram usadas para representar as escolhas alimentares (Tabela 2). Focalizando os extremos, as opções mais endossadas como muito importante ocorreram nos itens 19 e 21, porquanto as entendidas como nada importante apareceram nos itens 34 e 35.

À semelhança do modelo mostrado na Tabela 3, a maioria de cargas na AFC baseada no modelo original de Steptoe et al.⁶6 Steptoe A, Pollard TM, Wardle J. Development of a measure of the motives underlying the selection of food: the food choice questionnaire. Appetite 1995; 25(3):267-284. foi acima de 0,80. Em somente dois itens (i27 e i33) foram observadas cargas abaixo deste patamar, ainda que permanecendo acima de 0,60. Os índices de ajuste CFI e RMSEA foram, respectivamente, 0,971 e 0,065 (LCS90%: 0,068).

O diagnóstico via IM apontou duas correlações residuais, uma entre os itens i16↔i17 (MEP: 0,774) e outra entre os itens i2↔i3 (MEP: 0,344). Conforme mostrado na Tabela 3, a subsequente estimação livre da primeira melhorou o ajuste (RMSEA = 0,053; LCS90%: 0,057) e, de forma geral, as cargas se mantiveram nos mesmos patamares. A exceção concerniu as cargas dos itens envolvendo a própria correlação residual, que diminuíram de 0,867 para 0,505 no i16 e de 0,919 para 0,564 no i17. A correlação residual em si aumentou em relação ao valor sugerido anteriormente pelo IM, subindo para 0,853 (IC95%: 0,820 - 0,887). A estimação livre da outra correlação residual recomendada (i2↔i3) melhorou ainda mais os índices de ajuste, mas as cargas fatoriais permaneceram nos mesmos níveis de antes. Quando estimada livremente de forma simultânea, as duas correlações residuais de interesse foram de i2↔i3 = 0,773 e i16↔i17 = 0,853. A Tabela 3 também exibe os coeficientes ômega de McDonald, que variaram de 0,877 a 0,968.

Focalizando a avaliação de validade fatorial discriminante, a Tabela 4 mostra que nenhuma correlação entre os nove fatores ficou acima do limite de 0,80. Os valores variaram de ϕ_(f4-f9) = -0,104 entre os fatores Apelo sensorial e Preocupação ética, e ϕ_(f1-f7) = 0,711 entre Saúde e Controle de peso.

Com respeito às estimativas de reprodutibilidade, todos os kappas mostraram-se acima de 0,80, exceto o kappa concernente ao F4 (Apelo sensorial). As médias foram próximas no teste e no reteste (Tabela 5).

Discussão

O FCQ é uma ferramenta que avalia a importância atribuída pelos indivíduos às escolhas alimentares e tem sido amplamente utilizada em pesquisas epidemiológicas. No entanto, estudos relativos à sua estrutura dimensional ainda indicavam alguma controvérsia¹⁷17 Fotopoulos C, Krystallis A, Vassallo M, Pagiaslis A. Food Choice Questionnaire (FCQ) revisited. Suggestions for the development of an enhanced general food motivation model. Appetite 2009; 52(1):199-208.^,1818 Honkanen P, Frewer L. Russian consumers’ motives for food choice. Appetite 2009; 52(2):363-371.^,2020 Pula K, Parks CD, Ross CF. Regulatory focus and food choice motives. Prevention orientation associated with mood, convenience, and familiarity. Appetite 2014; 78:15-22.^,3434 Pieniak Z, Verbeke W, Vanhonacker F, Guerrero L, Hersleth M. Association between traditional food consumption and motives for food choice in six European countries. Appetite 2009; 53(1):101-108.. Com vistas a esclarecer algumas divergências, este estudo avaliou as propriedades psicométricas do FCQ, examinando sua confiabilidade e a validade no âmbito configural e métrico.

O modelo submetido à AFC inicial ajustou razoavelmente bem, evidenciando cargas fatoriais altas e, assim, indicando itens confiáveis e discriminantes³⁵35 Reichenheim M, Hökerberg YH, Moraes CL. Assessing Construct Structural Validity of Epidemiological Measurement Tools: A Seven-step Roadmap. Cad Saude Publica 2014; 30(5):927-939.. Estes resultados foram semelhantes ao estudo de Januszewska et al.¹⁹19 Januszewska R, Pieniak Z, Verbeke W. Food choice questionnaire revisited in four countries. Does it still measure the same? Appetite 2011; 57(1):94-98. que apresentaram um modelo bem ajustado (RMSEA = 0,061; CFI = 0,950) e com cargas fatoriais admissíveis, variando de 0,43 a 0,84. À luz de ajustes ainda melhores - RMSEA de 0,037 e CFI de 0,963 - Markovina et al.¹⁰10 Markovina J, Stewart-Knox BJ, Rankin A, Gibney M, Almeida MDV, Fischer A, Kuznesoff SA, Poínhos R, Panzonef L, Frewerf LJ. Food4Me study: Validity and reliability of Food Choice Questionnaire in 9 European countries. Food Quality and Preference 2015; 45:26-32. também encontraram cargas fatoriais nesses patamares (entre 0,541 a 0,923). A convergência desses achados é importante, pois exprime a faculdade de o instrumento se adequar a diversos domínios populacionais, sendo capaz de satisfatoriamente captar o constructo em diversas situações, para além do contexto original utilizado no seu desenvolvimento e validação.

Ainda assim, este estudo identificou dois pares de itens com correlações residuais, violação de independência local que sugere alguma redundância semântica entre os itens. A correlação residual mais forte de 0,853 se deu entre os itens 16↔17 (importância de o alimento ‘poder ser comprado onde o respondente mora ou trabalha’ e ‘ser facilmente achado/alcançável em mercearias e supermercados’). A outra de 0,773 ocorreu entre os itens 2↔3 (importância de o alimento ‘ser capaz de manter o respondente saudável’ e ‘ser nutritivo’). Como esperado, o ajuste do modelo melhorou após as correlações residuais terem sido livremente estimadas, principalmente quanto ao RMSEA cujas estimativas deixaram de ser limítrofes como antes³⁵35 Reichenheim M, Hökerberg YH, Moraes CL. Assessing Construct Structural Validity of Epidemiological Measurement Tools: A Seven-step Roadmap. Cad Saude Publica 2014; 30(5):927-939..

Também reconhecendo anomalias nos itens i16 e i17, Pula et al.²⁰20 Pula K, Parks CD, Ross CF. Regulatory focus and food choice motives. Prevention orientation associated with mood, convenience, and familiarity. Appetite 2014; 78:15-22. propuseram a exclusão de ambos e assim, acabaram reduzindo o número de componentes do fator Conveniência de cinco para três itens. Entretanto, ao se deixar um fator composto por poucos itens, pode ser que não ocorra uma boa compensação pelos outros componentes quanto ao mapeamento dimensional desejado. Na situação limite da dimensão em tela, uma opção mais parcimoniosa seria remover apenas um dos itens formadores do par³⁵35 Reichenheim M, Hökerberg YH, Moraes CL. Assessing Construct Structural Validity of Epidemiological Measurement Tools: A Seven-step Roadmap. Cad Saude Publica 2014; 30(5):927-939.. Respaldada pela semelhança dos respectivos conteúdos e a expressiva correlação residual, o candidato à exclusão seria o item 16 por ter a menor das duas cargas. Também indicado à remoção por Ares e Gambaro³⁶36 Ares G, Gambaro A. Influence of gender, age and motives underlying food choice on perceived healthiness and willingness to try functional foods. Appetite 2007; 49(1):148-1s58., sua exclusão provavelmente não implicaria em muita perda de informação. Além do remanescente item 17 ser capaz de captar a importância da proximidade e facilidade do alimento como um sinal de conveniência à escolha alimentar, haveria ainda outros quatro itens bastante apropriados para completar o mapeamento do conteúdo dimensional alvejado. Outra opção viável seria agregar os conteúdos semânticos dos dois itens em uma única questão visando a captura explícita de ambas as ideias subjacentes aos itens originais. Ainda outra estratégia seria procurar um novo item para substituir a proposta de cobertura de conteúdo dos dois. Claramente, todas estas alternativas demandariam escrutínios psicométricos em novo estudo³⁵35 Reichenheim M, Hökerberg YH, Moraes CL. Assessing Construct Structural Validity of Epidemiological Measurement Tools: A Seven-step Roadmap. Cad Saude Publica 2014; 30(5):927-939.. Aliás, o mesmo se aplicaria a uma possível redundância apontada pela correlação residual identificada entre os itens 2 e 3, que do ponto de vista substantivo implica na percepção de que há uma superposição de conteúdo quando um alimento é reconhecido como saudável ou nutritivo.

Outro ponto discutido na literatura é o número apropriado de opções de resposta por item. Embora Steptoe et al.⁶6 Steptoe A, Pollard TM, Wardle J. Development of a measure of the motives underlying the selection of food: the food choice questionnaire. Appetite 1995; 25(3):267-284. tenham sugerido quatro opções, estudos mais recentes com o FCQ têm utilizado sete alternativas, qualificando as percepções de “extremamente sem importância” a “extremamente importante”¹⁷17 Fotopoulos C, Krystallis A, Vassallo M, Pagiaslis A. Food Choice Questionnaire (FCQ) revisited. Suggestions for the development of an enhanced general food motivation model. Appetite 2009; 52(1):199-208.^,1919 Januszewska R, Pieniak Z, Verbeke W. Food choice questionnaire revisited in four countries. Does it still measure the same? Appetite 2011; 57(1):94-98.^,2020 Pula K, Parks CD, Ross CF. Regulatory focus and food choice motives. Prevention orientation associated with mood, convenience, and familiarity. Appetite 2014; 78:15-22.^,3434 Pieniak Z, Verbeke W, Vanhonacker F, Guerrero L, Hersleth M. Association between traditional food consumption and motives for food choice in six European countries. Appetite 2009; 53(1):101-108.. Fotopoulos et al.¹⁷17 Fotopoulos C, Krystallis A, Vassallo M, Pagiaslis A. Food Choice Questionnaire (FCQ) revisited. Suggestions for the development of an enhanced general food motivation model. Appetite 2009; 52(1):199-208. justificam que o acréscimo de mais alternativas de respostas aumenta a informação transmitida, melhorando a qualidade da escala. Defendem, também, que a presença de um ponto neutro deixa o respondente mais à vontade no momento de expressar sua opinião. Já Milošević et al.²2 Milošević J, Zezelj I, Gorton M, Barjolle D. Understanding the motives for food choice in Western Balkan Countries. Appetite 2012; 58(1):205-214. adotaram uma escala de cinco pontos, com a intenção de ajustar as opções do FCQ às outras escalas incluídas na pesquisa de fundo.

Resultados conflitantes podem advir dessa falta de consenso entre o número de opções de resposta de uma escala. Acrescer pontos a uma escala mediante a adição de opções de resposta não necessariamente impulsiona a almejada discriminação entre alternativas se o respondente não é capaz de se situar de forma crescente ao longo do espectro de intensidade do objeto em tela. Além de escalas maiores requisitarem mais processamento mental por parte dos participantes, também predispõe o indivíduo a ficar com a mesma opção de resposta ao longo de todo o instrumento. Portanto, itens de muitos níveis de resposta são muitas vezes de pouca relevância métrica ou até mesmo deletérios por introduzir ruídos indesejados. Optar por menos alternativas pode ser benéfico ao limitar erros de processo¹⁵15 Streiner DL, Norman GR, Cairney J. Health measurement scales. A practical guide to their development and use. Oxford: Oxford University Press; 2015.. Voltando às origens, as análises aqui tendem a corroborar a proposta de quatro categorias proferida por Steptoe et al.⁶6 Steptoe A, Pollard TM, Wardle J. Development of a measure of the motives underlying the selection of food: the food choice questionnaire. Appetite 1995; 25(3):267-284. há duas décadas. A utilização de itens em quatro níveis parece pertinente e merece ser recomendada, no mínimo, para uso no Brasil.

Utilizando uma versão em grego do FCQ composta de 24 itens distribuídos em oito fatores, Fotopoulos et al.¹⁷17 Fotopoulos C, Krystallis A, Vassallo M, Pagiaslis A. Food Choice Questionnaire (FCQ) revisited. Suggestions for the development of an enhanced general food motivation model. Appetite 2009; 52(1):199-208. encontraram dois pares de fatores apresentando correlações acima de 0,80 sugerindo violação de validade fatorial discriminante concernindo os fatores Saúde e Conteúdo natural (0,95) e Saúde e Apelo sensorial (0,88). Em decorrência disso, os autores apontaram para o possível agrupamento dos fatores Saúde e Conteúdo natural em um fator de ordem superior, que intitularam “Preocupação com a saúde e segurança”. Considerando uma demarcação bem menor de r > 0,60 para definir violação de VFD, Markovina et al.¹⁰10 Markovina J, Stewart-Knox BJ, Rankin A, Gibney M, Almeida MDV, Fischer A, Kuznesoff SA, Poínhos R, Panzonef L, Frewerf LJ. Food4Me study: Validity and reliability of Food Choice Questionnaire in 9 European countries. Food Quality and Preference 2015; 45:26-32. acabaram sugerindo três correlações como preocupantes, a saber, entre os fatores Saúde e Humor (0,797), entre Saúde e Conteúdo Natural (0,668) e entre Conteúdo natural e Preocupação ética (0,649). Ainda que não tenham se posicionado abertamente sobre a questão da violação de VFD, os autores do artigo original também encontraram uma correlação fatorial acima 0,60 entre Saúde e Conteúdo natural (0,69). Concebem que a correlação se dá porque as pessoas preocupadas com a saúde preferem não ingerir produtos ricos em aditivos e ingredientes artificiais, frequentemente incorporados aos alimentos como forma de conservá-los⁶6 Steptoe A, Pollard TM, Wardle J. Development of a measure of the motives underlying the selection of food: the food choice questionnaire. Appetite 1995; 25(3):267-284..

Retornando a uma demarcação mais conservadora e amplamente apoiada na literatura afim, no presente estudo, nenhuma correlação entre os nove fatores apontou valores acima do limite de 0,80. Ainda que três destas mostraram valores em torno de 0,70 - Saúde e Controle de peso (0,711), Conteúdo natural e Preocupação ética (0,690) e Saúde e Conteúdo natural (0,667) -, como um todo, o FCQ vertido para o português brasileiro parece apresentar uma razoável discriminação entre os fatores especificados. Assim sendo, na perspectiva aqui tomada, uma proposta como a de Fotopoulos et al.¹⁷17 Fotopoulos C, Krystallis A, Vassallo M, Pagiaslis A. Food Choice Questionnaire (FCQ) revisited. Suggestions for the development of an enhanced general food motivation model. Appetite 2009; 52(1):199-208. de ajustar um modelo com um fator de ordem superior não se sustentaria e, portanto, não foi perseguida.

As estimativas dos coeficientes Kappa (> 0,80) indicaram haver uma concordância substancial entre as respostas no repetido processo de aferição, a exceção de Apelo Sensorial, para qual a concordância foi moderada (k= 0,768), seguindo a classificação de Shrout³³33 Shrout PE. Measurement reliability and agreement in psychiatry. Stat Methods Med Res 1998; 7(3):301-317.. Steptoe et al.⁶6 Steptoe A, Pollard TM, Wardle J. Development of a measure of the motives underlying the selection of food: the food choice questionnaire. Appetite 1995; 25(3):267-284. também encontraram confiabilidades moderadas ou substanciais em todas as dimensões no reteste (rvariando de 0,714 a 0,830). Esta consistência de achados endossa a qualidade do FCQ, pois um instrumento que repetidamente se revela confiável no processo de mensuração, por extensão, evidencia também sua potencialidade operacional para uso em estudos populacionais³⁷37 Reichenheim ME, Moraes CL. Qualidade dos instrumentos epidemiológicos. In: Almeida-Filho N, Barreto M, organizadores. Epidemiologia & Saúde - Fundamentos, Métodos e Aplicações. Rio de Janeiro: Guanabara-Koogan; 2011. p. 150-164..

Merece consideração o argumento de Eertmans et al.¹⁶16 Eertmans A, Victoir A, Notelaers G, Vansant G, Van den Berg O. The food choice questionnaire: factorial invariant over western urban populations? Food Quality and Preference 2006; 17(5):344-352. e de Pula et al.²⁰20 Pula K, Parks CD, Ross CF. Regulatory focus and food choice motives. Prevention orientation associated with mood, convenience, and familiarity. Appetite 2014; 78:15-22. de que os itens usados na construção do FCQ evoluíram desde que a escala foi desenvolvida. Três questões parecem eminentes. Uma, concerne a inclusão de itens que contemplem as características religiosas dos respondentes. A segunda diz respeito às preocupações com o bem-estar animal¹⁸18 Honkanen P, Frewer L. Russian consumers’ motives for food choice. Appetite 2009; 52(2):363-371.^,2020 Pula K, Parks CD, Ross CF. Regulatory focus and food choice motives. Prevention orientation associated with mood, convenience, and familiarity. Appetite 2014; 78:15-22.. Outra ainda, seria adicionar itens abarcando a influência dos meios de comunicação nas escolhas alimentares, já que o marketing acerca dos alimentos pode ser atraente, persuasivo e duradouro³⁸38 Santos CC, Stuchi RAG, Arreguy-Sena C, Pinto NAVD. A influência da televisão nos hábitos, costumes e comportamento alimentar. Cogitare Enfermagem 2012; 17(1):65-71.. É reconhecido que a televisão manipula com sucesso a mente das crianças por meio de atrativos comerciais, influência que tende a persistir até a idade adulta³⁹39 Ng SH, Kelly B, Se CH, Sahathevan S, Chinna K, Ismail MN, Karupaiah T. Reading the mind of children in response to food advertising: a cross-sectional study of Malaysian schoolchildren’s attitudes towards food and beverages advertising on television. BMC Public Health 2015; 15:1047..

Estas avaliações de novos grupos de itens (dimensões), bem como possíveis modificações nos pares de itens i16↔i17 e i2↔i3, já apontam para uma pauta de estudos imediata com vista ao aprimoramento do FCQ. A esta, seria profícuo agregar as avaliações da estrutura escalar da ferramenta, bem como, subsequentemente, os tão necessários estudos de validade externa⁴⁰40 Mokkink LB, Terwee CB, Patrick DL, Alonso J, Stratford PW, Knol DL, Bouter LM, de Vet HC. The COSMIN checklist for assessing the methodological quality of studies on measurement properties of health status measurement instruments: an international Delphi study. Qual Life Res 2010; 19(4):539-549..

Agregando conhecimento à literatura prévia sobre o FCQ, este estudo atesta a adequação das propriedades configurais e métricas da versão em português brasileiro do Food Choice Questionnaire. O instrumento parece ser uma boa ferramenta de aferição, cumprindo bem ao que se propõe. Abarca importantes fatores que permeiam as escolhas alimentares dos indivíduos, é breve, de fácil aplicação e compreensão, sendo aparentemente um instrumento reprodutível e válido também no contexto brasileiro. Pendentes as evidências a emergir das várias etapas a serem ainda cumpridas no processo de sua depuração e refino, o FCQ já pode ser recomendado para uso no Brasil na sua presente forma.

Agradecimentos

À Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (Capes) pela bolsa de estudo concedida à SFDH.

Referências

Datas de Publicação

Histórico