RESUMO:

Introdução:

O padrão alimentar tem como base conceitual o fato de que os alimentos consumidos em conjunto são tão importantes quanto o consumo de alimentos ou nutrientes isoladamente.

Objetivos:

Identificar padrões alimentares em amostra de profissionais de enfermagem e explorar a diferença entre os padrões encontrados, utilizando para isso duas técnicas: componentes principais (CP) e principais eixos fatoriais (PAF).

Método:

O presente estudo foi baseado nos dados de 309 participantes de enfermagem de um hospital público do Rio de Janeiro. Foi utilizado o recordatório alimentar de 24 horas, resultando em 24 grupos alimentares. Para identificar os padrões alimentares, foram aplicadas as técnicas CP e PAF, seguidas da rotação ortogonal Varimax.

Resultados:

O gráfico de Cattell indicou três fatores a serem extraídos. A comunalidade variou de 0,41 a 0,76, considerando cargas maiores do que 0,30 na composição do padrão. Os dois métodos identificaram padrões alimentares semelhantes, destacando o primeiro padrão, tradicional, nas duas técnicas. Os outros dois padrões foram nomeados de saudável e lanche, tendo posição inversa nas técnicas aplicadas.

Conclusão:

As diferenças observadas referem-se: ao número de grupos alimentares que entram na composição dos componentes e dos fatores; à magnitude das cargas menores com PAF e à ordem dos padrões alimentares, especialmente aqueles derivados com cargas de menor magnitude. Essas diferenças, entretanto, parecem não impactar na interpretabilidade dos padrões alimentares nessa população.

Palavras-chave:
Padrões alimentares; Análise estatística; Análise fatorial

INTRODUÇÃO

As pesquisas em epidemiologia nutricional estiveram por muito tempo interessadas em estimar a ingestão habitual de alimentos, para avaliar se o consumo alimentar estava em conformidade com as recomendações dietéticas e relacioná-lo com parâmetros de saúde. Entretanto, desde 1969, surgiu o interesse em investigar o efeito dos alimentos pensando em como são efetivamente consumidos em várias combinações, chamadas de padrões alimentares¹1. Schwerin HS, Stanton JL, Smith JL, Riley AM Jr., Brett BE. Food, eating habits, and health: a further examination of the relationship between food eating patterns and nutritional health. Am J Clin Nutr 1982; 35(5Supl.): 1319-25. https://doi.org/10.1093/ajcn/35.5.1319
https://doi.org/10.1093/ajcn/35.5.1319... .

O padrão alimentar tem como base conceitual o fato de que os alimentos consumidos em conjunto são tão importantes quanto o consumo de alimentos ou nutrientes isoladamente. Além disso, tem sido uma abordagem alternativa para estudar a relação entre nutrição e doença²2. Arruda SPM, Silva AAM, Kac G, Goldani MZ, Bettiol H, Barbieri MA. Socioeconomic and demographic factors are associated with dietary patterns in a cohort of young Brazilian adults. BMC Public Health 2014; 14: 654. https://doi.org/10.1186/1471-2458-14-654
https://doi.org/10.1186/1471-2458-14-654... .

Na identificação de padrões alimentares, têm sido utilizados métodos estatísticos de análise multivariada, entre eles os componentes principais (CP) e a análise fatorial exploratória. Uma etapa importante na aplicação desses métodos diz respeito à técnica de extração de fatores. Embora existam vários métodos disponíveis, a “extração de fatores por componentes principais” consolidou-se como o mais aplicado na epidemiologia nutricional³3. Carvalho CAC, Almeida Fonsêca PC, Neri Nobre L, Priori SE, Castro Franceschini SC. Metodologias de identificação de padrões alimentares a posteriori em crianças brasileiras: revisão sistemática. Ciênc Saúde Coletiva 2016; 21(1): 143-54. http://dx.doi.org/10.1590/1413-81232015211.18962014
http://dx.doi.org/10.1590/1413-812320152... .

Em geral, dados de consumo alimentar não têm distribuição normal multivariada e estão sujeitos a erros substanciais nas estimativas de consumo habituais por conta da dificuldade de os indivíduos relatarem com precisão sua ingestão alimentar⁴4. Pereira RA, Sichieri R. Métodos de avaliação do consumo de alimentos. In: Kac G, Sichieri R, Gigante DP, eds. Epidemiologia Nutricional. Rio de Janeiro: Editora Fiocruz/Atheneu; 2007. p. 181-200.. Desse modo, na análise fatorial exploratória, a técnica de principais eixos fatoriais (principal axis factoring - PAF)⁵5. Costello AB, Osborne JW. Best practices in exploratory factor analysis: four recommendations for getting the most from your analysis. In: Osborne JW, ed. Practical Assessment Research & Evaluation. 2005; 10(7): 1-9.^,66. Brown TA. Confirmatory factor analysis for applied research. Nova York/Londres: Guilford Press; 2006. poderia ser aplicada na extração de fatores, uma vez que, a exemplo de CP, não pressupõe distribuição de probabilidade associada à variável de consumo alimentar. Além disso, essa técnica permite excluir do processo de identificação do padrão alimentar a parcela da variabilidade dos grupos alimentares (GA) considerada erro de mensuração.

O presente artigo tem como objetivos identificar os padrões alimentares em amostra de profissionais de enfermagem e explorar a diferença entre os padrões encontrados utilizando duas técnicas, a CP e a PAF.

MÉTODO

DESENHO E POPULAÇÃO DE ESTUDO

Os dados utilizados neste estudo foram obtidos na segunda fase do estudo longitudinal “Trabalho noturno e fatores de risco para doenças cardiovasculares: em equipes de enfermagem”, no período de fevereiro a julho de 2013, coordenado pelo Laboratório de Educação em Ambiente e Saúde da Fundação Oswaldo Cruz (FIOCRUZ), aprovado pelo Comitê de Ética da Fiocruz do Instituto Oswaldo Cruz (IOC) nº 635/11, de 2012.

Considerando o tamanho amostral deste estudo, com 309 participantes e 24 GA, a razão (309/24) é aproximadamente igual a 12, portanto, maior do que o limite considerado adequado (10) para a aplicação do método fatorial⁵5. Costello AB, Osborne JW. Best practices in exploratory factor analysis: four recommendations for getting the most from your analysis. In: Osborne JW, ed. Practical Assessment Research & Evaluation. 2005; 10(7): 1-9..

AVALIAÇÃO GERAL E ANTROPOMÉTRICA

Os participantes foram convidados a responder a um questionário multidimensional com a técnica de entrevista face a face. A medida de altura foi aferida com estadiômetro da marca Alturexata (Belo Horizonte, MG, Brasil), e o peso corporal, com balança digital da marca Tanita (Tóquio, Japão).

AVALIAÇÃO DO CONSUMO DOS ALIMENTOS

O recordatório alimentar de 24 horas (R24h) foi respondido em dois dias não consecutivos, com intervalo de sete dias, por todos os profissionais de enfermagem, com apoio do álbum de fotos de utensílios e porções alimentares⁷7. Zaboto CB, Vianna RP, Gil MF. Registro fotográfico para inquéritos dietéticos: utensílios e porções. Instituto Nacional de Alimentação e Nutrição (INAN). Goiânia: Núcleo de Estudos e Pesquisas em Alimentação, Universidade Estadual de Campinas; 1996..

As preparações culinárias, as bebidas e os alimentos ultraprocessados consumidos no período precedente à entrevista foram registrados em medidas caseiras, e as marcas dos fabricantes dos produtos foram solicitadas. Para o processo de digitação, os alimentos e as bebidas foram convertidos em gramas (g) e mililitros (mL), analisados segundo sua composição nutricional e classificados de acordo com os grupos descritos na Tabela de Medidas Referidas para os Alimentos Consumidos no Brasil (TMRAC)⁸8. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Pesquisa de Orçamentos Familiares 2008-2009. Tabela de medidas referidas para os alimentos consumidos no Brasil [Internet]. Rio de Janeiro: Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística; 2011 [acessado em: 20 jan. 2016]. Disponível em: Disponível em: http://biblioteca.ibge.gov.br/visualizacao/livros/liv50000.pdf
http://biblioteca.ibge.gov.br/visualizac... . A composição dos alimentos ultraprocessados foi analisada conforme o rótulo nutricional disponível nos sites.

A digitação dos R24h foi realizada uma única vez, em planilhas do programa Excel. Estabeleceu-se, como controle de qualidade dos dados, a comparação de todo o recordatório alimentar original, de forma independente, por dois nutricionistas com os registros da planilha.

ESTRATÉGIAS DE AGRUPAMENTO DOS ALIMENTOS PARA COMPOSIÇÃO DOS GRUPOS ALIMENTARES

A formação dos GA para análise de padrão não é tarefa trivial. Considerando que a combinação de alimentos resulta nas variáveis da análise multivariada, essa é uma etapa relevante no procedimento de identificação de padrão. Tal fase exige várias tentativas de combinações dos alimentos informados, e a primeira regra básica na formação dos GA é a similaridade da composição nutricional dos alimentos⁹9. Salameh P, Jomaa L, Issa A, Farhat G, Salamé J, Zeidan N, et al. Assessment of dietary intake patterns and their correlates among university students in Lebanon. Front Public Health 2014; 2: 185. https://dx.doi.org/10.3389%2Ffpubh.2014.00185
https://dx.doi.org/10.3389%2Ffpubh.2014.... ^,1010. Gimeno SGA, Mondini L, Moraes AS, Freitas ICM. Padrões de consumo de alimentos e fatores associados em adultos de Ribeirão Preto, São Paulo, Brasil: Projeto OBEDIARP. Cad Saúde Pública 2011; 27(3): 533-45. http://dx.doi.org/10.1590/S0102-311X2011000300013
http://dx.doi.org/10.1590/S0102-311X2011... .

Além da combinação de alimentos na formação dos GA, outra abordagem é a exclusão de alimentos que não atendam ao critério de similaridade nutricional ou baixa frequência de consumo na população de estudo¹¹11. Sichieri R, Castro JFG, Moura AS. Fatores associados ao padrão de consumo alimentar da população brasileira urbana Factors associated with dietary patterns in the urban Brazilian population. Cad Saúde Pública 2003; 19(Supl. 1): S47-53. http://dx.doi.org/10.1590/S0102-311X2003000700006
http://dx.doi.org/10.1590/S0102-311X2003... ^,1212. Vilela AAF, Sichieri R, Pereira RA, Cunha DB, Rodrigues PRM, Gonçalves-Silva RMV, et al. Dietary patterns associated with anthropometric indicators of abdominal fat in adults. Cad Saúde Pública 2014; 30(3): 502-10. http://dx.doi.org/10.1590/0102-311X00167512
http://dx.doi.org/10.1590/0102-311X00167... . No agrupamento dos alimentos, temos na literatura estudos que variam de 20¹⁰10. Gimeno SGA, Mondini L, Moraes AS, Freitas ICM. Padrões de consumo de alimentos e fatores associados em adultos de Ribeirão Preto, São Paulo, Brasil: Projeto OBEDIARP. Cad Saúde Pública 2011; 27(3): 533-45. http://dx.doi.org/10.1590/S0102-311X2011000300013
http://dx.doi.org/10.1590/S0102-311X2011... a 67¹³13. Kjollesdal MKR, Holmboe-Ottesen G, Wandel M. Associations between food patterns, socioeconomic position and working situation among adult, working women and men in Oslo. Eur J Clin Nutr 2010; 64(10): 1150-7. https://doi.org/10.1038/ejcn.2010.116
https://doi.org/10.1038/ejcn.2010.116... GA, mas nem sempre os autores deixam claro o método utilizado para formação dos grupos.

O agrupamento dos alimentos utilizados neste estudo foi realizado respeitando a similaridade nutricional e os grupos indicados na TMRAC, resultando em 24 GA, de uma lista de 459 alimentos.

Antes de iniciar o procedimento de análise multivariada, submeteram-se os GA à redução da variabilidade intrapessoal das informações utilizando o software Multiple Source Method (MSM), que tem como finalidade estimar a distribuição do consumo usual da população em questão¹⁴14. Harttig U, Haubrock J, Knüppel S, Boeing H, EFCOVAL Consortium. The MSM program: web based statistics package for estimating usual dietary intake using the Multiple Source Method. Eur J Clin Nutr 2011; 65(Supl. 1):S87-91. https://doi.org/10.1038/ejcn.2011.92
https://doi.org/10.1038/ejcn.2011.92... .

ANÁLISE ESTATÍSTICA

Avaliação inicial sobre a adequabilidade dos dados à técnica

O índice Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) foi aplicado para avaliar a adequação dos dados à análise fatorial. Os valores aceitáveis variam de 0,50 a 1,00, não sendo, porém, um parâmetro limitante para a continuidade da análise¹⁴14. Harttig U, Haubrock J, Knüppel S, Boeing H, EFCOVAL Consortium. The MSM program: web based statistics package for estimating usual dietary intake using the Multiple Source Method. Eur J Clin Nutr 2011; 65(Supl. 1):S87-91. https://doi.org/10.1038/ejcn.2011.92
https://doi.org/10.1038/ejcn.2011.92... .

O teste de esfericidade de Bartlett avalia as correlações entre as variáveis, sendo bastante sensível ao tamanho da amostra. Nesse teste, espera-se rejeitar a hipótese nula de que a matriz de correlação se aproxime de uma matriz identidade¹⁵15. Hair JF, Anderson RE, Tatham RL, Black WC. Análise Fatorial. In: Hair JF, Anderson RE, Tatham RL, Black WC, eds. Análise multivariada de dados. 5ª ed. Porto Alegre: Bookman; 2005..

Número de componentes/fatores a serem extraídos

O gráfico de Cattell, Scree Plot, foi utilizado na identificação do número de fatores a serem extraídos. Nesse gráfico se observa a relação dos autovalores (ordenada) com o número de componentes (abscissa); o primeiro ponto corresponde àquele com maior autovalor, sendo o primeiro componente retido. O ponto de corte ilustrado na curva, conhecido como cotovelo, indica que a partir dele não se tem relevante ganho em termos de variância explicada ao se adicionar mais componentes na análise¹⁶16. Mingoti SA. Análise de dados através de métodos de estatística multivariada: uma abordagem aplicada. Belo Horizonte: Editora UFMG; 2005.^,1717. Damásio BF. Uso da análise fatorial exploratória em psicologia. Avaliação Psicológica 2012; 11(2): 213-28.. Ruscio e Roche¹⁸18. Ruscio J, Roche B. Determining the Number of Factors to Retain in an Exploratory Factor. Psychol Assess 2012; 24(2): 282-92. https://doi.org/10.1037/a0025697
https://doi.org/10.1037/a0025697... discutem que nem sempre há um cotovelo detectado na inspeção visual, caso que requer um julgamento subjetivo na identificação do ponto de corte.

Extração de fatores/componentes

A técnica de CP é largamente utilizada em análise de padrões alimentares quando comparada à PAF¹⁹19. Borges CA, Rinaldi AE, Conde WL, Mainardi GM, Behar D, Slater B. Padrões alimentares estimados por técnicas multivariadas: uma revisão da literatura sobre os procedimentos adotados nas etapas analíticas. Rev Bras Epidemiol 2015; 18(4): 837-57. http://dx.doi.org/10.1590/1980-5497201500040013
http://dx.doi.org/10.1590/1980-549720150... , entretanto diferenças entre essas técnicas são pouco discutidas na literatura. A análise de CP baseia-se na variância total do GA e não faz distinção entre variância específica e variância comum. Por outro lado, na PAF, a parte específica da variabilidade do GA não é incluída na derivação da estrutura fatorial¹⁷17. Damásio BF. Uso da análise fatorial exploratória em psicologia. Avaliação Psicológica 2012; 11(2): 213-28..

A parte específica refere-se à porção de variância do GA que não é compartilhada com nenhum outro, única do GA em questão, enquanto a variância comum indica a parcela da variabilidade do GA compartilhada com os demais, conhecida como comunalidade.

Uma vez que a técnica PAF tem por objetivo revelar construtos latentes (variáveis que não podem ser diretamente observadas) que explicam a covariância entre os itens, as variâncias específicas (parcelas individuais dos itens) que não covariam entre si não são consideradas no modelo¹⁹19. Borges CA, Rinaldi AE, Conde WL, Mainardi GM, Behar D, Slater B. Padrões alimentares estimados por técnicas multivariadas: uma revisão da literatura sobre os procedimentos adotados nas etapas analíticas. Rev Bras Epidemiol 2015; 18(4): 837-57. http://dx.doi.org/10.1590/1980-5497201500040013
http://dx.doi.org/10.1590/1980-549720150... .

Outro aspecto diz respeito às cargas (correlação da variável com o componente) e comunalidades resultantes da aplicação dos dois métodos. Em CP as cargas e comunalidades tendem a ser mais elevadas em relação àquelas obtidas da PAF. Consequentemente, o mesmo ocorre no tocante ao percentual de variância explicada dos GA pelos componentes. Por outro lado, essas diferenças são menos acentuadas em situações em que a parcela da variância comum for elevada (em comparação à específica) para a maioria das variáveis. De acordo com Hair et al.¹⁵15. Hair JF, Anderson RE, Tatham RL, Black WC. Análise Fatorial. In: Hair JF, Anderson RE, Tatham RL, Black WC, eds. Análise multivariada de dados. 5ª ed. Porto Alegre: Bookman; 2005., na maioria dos casos, tanto CP quanto PAF chegam aos mesmos resultados se o número de variáveis superar 30 e se as comunalidades excederem 0,60, para a maior parte das variáveis.

Costello e Osborne⁵5. Costello AB, Osborne JW. Best practices in exploratory factor analysis: four recommendations for getting the most from your analysis. In: Osborne JW, ed. Practical Assessment Research & Evaluation. 2005; 10(7): 1-9. recomendam parcimônia na escolha da técnica de análise fatorial, dado que existem vários métodos disponíveis com objetivos e suposições próprios e nem sempre as informações sobre pontos fortes e fracos dessas técnicas são apresentadas de forma clara. Embora CP e PAF sejam técnicas de redução de dados, elas o fazem de maneira diferenciada no que tange ao tratamento dado às parcelas de variância das variáveis contempladas na análise. Além disso, a CP não é classificada como uma técnica de análise fatorial, sendo mais apropriada para fins de redução de dimensionalidade, enquanto análise fatorial é mais adequada quando se tem por objetivo a identificação de estruturas latentes ou construtos⁵5. Costello AB, Osborne JW. Best practices in exploratory factor analysis: four recommendations for getting the most from your analysis. In: Osborne JW, ed. Practical Assessment Research & Evaluation. 2005; 10(7): 1-9.^,2020. Fabrigar LR, Wegener DT, MacCallum RC, Strahan EJ. Evaluating the use of exploratory factor analysis in psychological Research. Psychol Methods 1999; 4(3): 272-99..

Neste estudo, os padrões alimentares foram derivados utilizando CP e PAF apropriadas para dados sem distribuição normal multivariada. As cargas e comunalidades de cada grupo alimentar foram obtidas, assim como a % de variância explicada.

Na interpretação dos padrões alimentares, adotou-se o ponto de corte |0,3|. Assim, GA com cargas > 0,3 contribuem diretamente com o padrão, enquanto GA com cargas < -0,3 se correlacionam negativamente com o padrão alimentar. Nos dois métodos, aplicou-se rotação ortogonal Varimax²¹21. Castro MA, Baltar VT, Selem SSC, Marchioni DML, Fisberg RM. Empirically derived dietary patterns: interpretability and construct validity according to different factor. Cad Saúde Pública 2015; 31(2): 298-310. http://dx.doi.org/10.1590/0102-311X00070814
http://dx.doi.org/10.1590/0102-311X00070... . Optou-se por não excluir GA com cargas baixas, tampouco aqueles com cargas cruzadas (acima do ponto de corte em mais de um componente/fator), com o propósito de comparar o comportamento dos GA nos dois métodos.

O software Statistical Package for the Social Sciences (SPSS) versão 20.0 foi utilizado para determinação e extração do número de componentes/fatores.

RESULTADOS

Quanto às características dos entrevistados, a maioria era do sexo feminino (85,8%) e tinha idade média de 43,7 (desvio padrão - DP = 11,5). Em relação à raça/cor da pele, 40,5% dos profissionais disseram ser brancos/amarelos. A maioria completou o curso superior (60,9%). O cargo de auxiliar de enfermagem apresentava a maior concentração de profissionais (49,5%). Quanto à renda familiar líquida, 1,3% encontrava-se na faixa de menor valor (R$ 901 a 1.800) e 17,8% contaram ganhar entre R$ 5.401 e R$ 7.200. O diagnóstico nutricional dos profissionais de enfermagem apontou 63,8% em excesso de peso.

O teste KMO (0,52) e o Bartlett (p < 0,001) indicaram valores aceitáveis para aplicação das técnicas propostas. Os scree plot (Gráficos 1 e 2) apontaram três componentes e igual número de fatores.

Na técnica de CP, os três componentes retidos explicam, individualmente, 8% da variância dos grupos alimentares e, conjuntamente, 23,47% da variância total (Tabela 1). Os GA com cargas positivas acima de 0,30 no primeiro componente foram: arroz (0,747), feijões (0,702), batata (0,348), carnes bovinas, suínas e aves (0,713), enquanto o grupo pescados e frutos do mar (-0,322) apresentou carga negativa.

No segundo componente, carregaram positivamente os GA legumes e verduras (0,444), hortaliças (0,450), frutas (exceto banana e laranja) (0,459), banana e laranja (0,379) e carregaram negativamente doces e sobremesa (-0,297), frios e embutidos (-0,329), bebidas açucaradas e soja (-0,549) e fast food e comidas prontas (-0,530).

No terceiro componente, apresentaram cargas positivas açúcar de adição (0,661), pães branco e integral (0,471), bolos e biscoitos (0,334) e chá e café (0,727), e aqueles com cargas negativas foram frutas (exceto banana e laranja) (-0,422). A conformação das cargas nos componentes descrita anteriormente sugere que o primeiro componente reflete padrão alimentar tradicional; o segundo, padrão alimentar saudável; e o terceiro, padrão alimentar lanche.

Sete GA não alcançaram o ponto de corte, portanto não contribuíram na interpretação dos padrões alimentares derivados por CP (leguminosas e caldos de ervilha, grão-de-bico e lentilha; raízes e tubérculos; cereal, pipoca, milho, granola; ovos; produtos lácteos e requeijão; sucos naturais, e, por fim, óleos vegetais). As comunalidades desses GA também foram baixas (< 0,20).

Na técnica de PAF, os três fatores explicam aproximadamente 15% da variância total dos GA, 10% a menos da variabilidade em relação aos componentes. Individualmente, cada fator explica de 6 a 4,5% da variância dos GA. Entre os 24 grupos alimentares incluídos, 14 não apresentaram cargas maiores do que o ponto de corte. Além dos sete GA já citados na extração por CP, destacam-se: batata; banana e laranja; doces e sobremesa; pescados e frutos do mar; pães branco e integral; bolos e biscoitos; frios e embutidos. Em termos de comunalidades, esses GA apresentaram valores mais baixos (< 0,15).

Ressalta-se que um maior número de GA entra na derivação dos padrões obtidos pela CP. Diferenças entre as técnicas ocorrem nos GA com cargas intermediárias, valores entre |0,3| e |0,15| que não têm relevância na interpretação dos padrões. Por exemplo, no padrão saudável, oito grupos apresentaram cargas > |0,3| na CP, enquanto no PAF foram cinco grupos, sendo excluídos os GA banana e laranja (0,243), doces e sobremesas (-0,187) e frios e embutidos (-0,213).

Considerando que a interpretação do padrão alimentar é dada em grande parte pelas cargas com maior valor no GA, positiva ou negativamente, observa-se que não há diferença nos métodos em relação à nomeação do padrão adotando-se esse critério. As duas técnicas identificaram padrões alimentares semelhantes, destacando o primeiro padrão como o mesmo, denominado de tradicional. Os outros dois padrões foram nomeados como saudável e lanche, embora não na mesma ordem nas técnicas aplicadas.

DISCUSSÃO

Este estudo permitiu comparar padrões alimentares derivados por meio de duas técnicas de extração. Destaca-se que as cargas derivadas por CP são mais elevadas em relação àquelas obtidas por PAF. Consequentemente, os parâmetros calculados por meio de CP serão mais elevados quando comparados aos obtidos da PAF. A inclusão da parcela de variabilidade específica na derivação da estrutura explica esses valores maiores das cargas por CP.

Entre os 24 GA incluídos na análise, sete não apresentaram cargas maiores do que o ponto de corte em nenhum dos métodos (leguminosas e caldos; raízes e tubérculos; cereal; ovos; produtos lácteos e requeijão; sucos naturais; e, por fim, óleos vegetais). Em uma perspectiva mais conservadora, seria aconselhável excluí-los da análise, um por vez, e realizar nova análise. Para os nossos propósitos de comparação entre as técnicas, decidimos conservá-los.

Neste estudo, em cada método, os percentuais da variância explicada pelos componentes/fatores são próximos. Ou seja, observa-se que nenhum componente ou fator explicou uma parcela mais relevante da variabilidade total do que outro. Em geral, o primeiro componente, ou fator, explica um % mais elevado da variabilidade das variáveis originais quando comparado aos outros. Tal comportamento não ocorreu nesses dados, possivelmente por as correlações entre os GA serem de magnitude moderada a baixa, o que pode se refletir no teste KMO com valor limítrofe.

Arruda et al.²2. Arruda SPM, Silva AAM, Kac G, Goldani MZ, Bettiol H, Barbieri MA. Socioeconomic and demographic factors are associated with dietary patterns in a cohort of young Brazilian adults. BMC Public Health 2014; 14: 654. https://doi.org/10.1186/1471-2458-14-654
https://doi.org/10.1186/1471-2458-14-654... analisaram o padrão alimentar de adultos na coorte de Ribeirão Preto, São Paulo, encontrando o total de variância explicada de 20,92% na extração de quatro fatores. No estudo de Olinto et al.²²22. Olinto MTA, Gigante DP, Horta B, Silveira V, Oliveira I, Willett W. Major dietary patterns and cardiovascular risk factors among Young Brazilian adults. Eur J Nutr 2012; 51(3): 281-91. https://doi.org/10.1007/s00394-011-0213-4
https://doi.org/10.1007/s00394-011-0213-... , com adultos jovens da cidade de Pelotas, Rio Grande do Sul, as análises de padrões alimentares explicaram 15,7% do total da variância. Encontramos estudos com variância explicada de 9%²¹21. Castro MA, Baltar VT, Selem SSC, Marchioni DML, Fisberg RM. Empirically derived dietary patterns: interpretability and construct validity according to different factor. Cad Saúde Pública 2015; 31(2): 298-310. http://dx.doi.org/10.1590/0102-311X00070814
http://dx.doi.org/10.1590/0102-311X00070... , assim como estudos com valores superiores a 39%²³23. Santos RO, Fisberg RM, Marchioni DM, Baltar VT. Dietary patterns for meals of Brazilian adults. Br J Nutr 2015; 114(5): 822-8. https://doi.org/10.1017/S0007114515002445
https://doi.org/10.1017/S000711451500244... . Não achamos, na literatura de padrões alimentares, parâmetros que apontem os percentuais desejados de variância explicados. Para Hair et al.¹⁵15. Hair JF, Anderson RE, Tatham RL, Black WC. Análise Fatorial. In: Hair JF, Anderson RE, Tatham RL, Black WC, eds. Análise multivariada de dados. 5ª ed. Porto Alegre: Bookman; 2005., 60% seria um valor aceitável para variância acumulada, pois, quanto maior o percentual acumulado, maior variabilidade dos dados originais será preservada em análises posteriores com os componentes derivados.

De forma geral, em nosso estudo, as cargas derivadas por PAF apresentam magnitude menor, porém apontam padrões semelhantes àqueles obtidos por CP. Grupos com maior carga em determinado componente mantiveram esse comportamento na PAF. Em relação à direção da associação, o GA manteve o mesmo sentido nos dois métodos de extração. Um maior número de GA apresentou carga abaixo do ponto de corte na PAF. Chama atenção a inversão ocorrida entre os padrões alimentares saudável e lanche versus as técnicas de extração. Lanche aparece como o terceiro componente na CP, enquanto na PAF é o segundo fator. Tais resultados refletem o fato de que a PAF se baseia na parcela de variância compartilhada com os demais, excluindo a parte específica. Por outro lado, a baixa correlação entre os GA pode ter concorrido com esse resultado por indicar de forma univariada os GA que covariam ou andam juntos.

Entretanto, sendo possível supor que o padrão de correlações ou covariâncias observado entre os GA é resultante de processos culturais e comportamentais combinados às características sociodemográficas da população, os quais não podem ser observados diretamente, a PAF pode ser utilizada com o propósito de identificar a estrutura latente subjacente aos dados que geram o padrão de correlação observado. Essa parte da variabilidade tem suas causas explicadas por fontes externas, sendo por isso considerada erro de mensuração no processo de identificação de padrão alimentar.

No levantamento bibliográfico realizado, não encontramos artigos de padrão alimentar entre os profissionais de enfermagem no Brasil, o que limitou a comparação com nossos achados. Fernandes et al.²⁴24. Fernandes JC, Portela LF, Rotenberg L, Griep RH. Jornada de trabalho e comportamentos de saúde entre enfermeiros de hospitais públicos. Rev Latino-Am Enferm 2013; 21(5): 1-8., estudando jornada de trabalho e comportamento de saúde entre enfermeiros brasileiros, em uma população de 87,3% de mulheres, relataram que, comparado às enfermeiras, os enfermeiros apontaram comportamentos de saúde menos saudáveis, como: maior consumo de bebidas alcoólicas, de café e de alimentos fritos, menor consumo de frutas e verduras. Nesse contexto, em que a maioria dos participantes do nosso estudo também era do sexo feminino, seria possível supor que o primeiro padrão alimentar tradicional nas duas técnicas parece indicar que os profissionais de enfermagem adotam o padrão alimentar da população brasileira. No Inquérito Nacional de Alimentação (INA) 2008-2009, o consumo de alimentos encontra-se determinado por arroz, café, feijão, pão de sal e carne bovina²⁵25. Souza AM, Pereira R, Yokoo E, Levy RB, Sichieri R. Alimentos mais consumidos no Brasil: Inquérito Nacional de Alimentação 2008-2009. Rev Saúde Pública 2013; 47(Supl. 1): 190s-9s..

Sichieri et al.¹¹11. Sichieri R, Castro JFG, Moura AS. Fatores associados ao padrão de consumo alimentar da população brasileira urbana Factors associated with dietary patterns in the urban Brazilian population. Cad Saúde Pública 2003; 19(Supl. 1): S47-53. http://dx.doi.org/10.1590/S0102-311X2003000700006
http://dx.doi.org/10.1590/S0102-311X2003... analisaram os dados da Pesquisa sobre Padrões de Vida (PPV) nas regiões Nordeste e Sudeste do Brasil, identificando no padrão tradicional arroz, feijão, farinha e açúcar, alimentos que marcam a cultura alimentar da população brasileira. Resultados semelhantes aos nossos encontramos nos estudos de Gimeno et al.¹⁰10. Gimeno SGA, Mondini L, Moraes AS, Freitas ICM. Padrões de consumo de alimentos e fatores associados em adultos de Ribeirão Preto, São Paulo, Brasil: Projeto OBEDIARP. Cad Saúde Pública 2011; 27(3): 533-45. http://dx.doi.org/10.1590/S0102-311X2011000300013
http://dx.doi.org/10.1590/S0102-311X2011... e Arruda et al.²2. Arruda SPM, Silva AAM, Kac G, Goldani MZ, Bettiol H, Barbieri MA. Socioeconomic and demographic factors are associated with dietary patterns in a cohort of young Brazilian adults. BMC Public Health 2014; 14: 654. https://doi.org/10.1186/1471-2458-14-654
https://doi.org/10.1186/1471-2458-14-654... , ambos em Ribeirão Preto, nos quais o padrão popular/tradicional incluiu feijão, cereais, gordura vegetal e carne bovina.

No padrão denominado de saudável, estão os alimentos legumes e verduras, hortaliças, frutas (exceto banana e laranja) e banana e laranja. Arruda et al.²2. Arruda SPM, Silva AAM, Kac G, Goldani MZ, Bettiol H, Barbieri MA. Socioeconomic and demographic factors are associated with dietary patterns in a cohort of young Brazilian adults. BMC Public Health 2014; 14: 654. https://doi.org/10.1186/1471-2458-14-654
https://doi.org/10.1186/1471-2458-14-654... descrevem no padrão saudável legumes, frutas, ervilhas e outras leguminosas, peixe, mandioca e polenta, frango e cereais. Gimeno et al.¹⁰10. Gimeno SGA, Mondini L, Moraes AS, Freitas ICM. Padrões de consumo de alimentos e fatores associados em adultos de Ribeirão Preto, São Paulo, Brasil: Projeto OBEDIARP. Cad Saúde Pública 2011; 27(3): 533-45. http://dx.doi.org/10.1590/S0102-311X2011000300013
http://dx.doi.org/10.1590/S0102-311X2011... nomearam como saudável o padrão com hortaliças, frutas e laticínios desnatados. A pouca participação de frutas e hortaliças na dieta básica do brasileiro foi apontada no inquérito do INA 2008-2009.

Nossos achados mostraram açúcar de adição, pães branco e integral, bolos e biscoitos e chá e café presentes no padrão lanche. Nas análises de Hoffmann et al.²⁶26. Hoffmann M, Mendes KG, Canuto R, Garcez AS, Theodoro H, Rodrigues AD, et al. Padrões alimentares de mulheres no climatério em atendimento ambulatorial no Sul do Brasil. Ciên Saúde Coletiva 2015; 20(5): 1565-74. http://dx.doi.org/10.1590/1413-81232015205.07942014
http://dx.doi.org/10.1590/1413-812320152... , o padrão lanches foi formado por bolo, pizza, cuca. A mudança no padrão alimentar parece decorrer das rotinas de trabalho somadas à alimentação fora de casa. Nesse sentido, concorrem o consumo de refeições rápidas, o uso de alimentos ultraprocessados e a fácil disponibilidade destes²⁷27. Silva RM, Beck CLC, Magnago TSBS, Carmagnani MIS, Tavares JP, Prestes FC. Trabalho noturno e a sáude dos enfermeiros. Esc Anna Nery 2011; 15(2): 270-6. http://dx.doi.org/10.1590/S1414-81452011000200008
http://dx.doi.org/10.1590/S1414-81452011... .

Na comparação dos padrões identificados neste estudo com aqueles de outras pesquisas²2. Arruda SPM, Silva AAM, Kac G, Goldani MZ, Bettiol H, Barbieri MA. Socioeconomic and demographic factors are associated with dietary patterns in a cohort of young Brazilian adults. BMC Public Health 2014; 14: 654. https://doi.org/10.1186/1471-2458-14-654
https://doi.org/10.1186/1471-2458-14-654... ^,1010. Gimeno SGA, Mondini L, Moraes AS, Freitas ICM. Padrões de consumo de alimentos e fatores associados em adultos de Ribeirão Preto, São Paulo, Brasil: Projeto OBEDIARP. Cad Saúde Pública 2011; 27(3): 533-45. http://dx.doi.org/10.1590/S0102-311X2011000300013
http://dx.doi.org/10.1590/S0102-311X2011... ^,1111. Sichieri R, Castro JFG, Moura AS. Fatores associados ao padrão de consumo alimentar da população brasileira urbana Factors associated with dietary patterns in the urban Brazilian population. Cad Saúde Pública 2003; 19(Supl. 1): S47-53. http://dx.doi.org/10.1590/S0102-311X2003000700006
http://dx.doi.org/10.1590/S0102-311X2003... ^,1212. Vilela AAF, Sichieri R, Pereira RA, Cunha DB, Rodrigues PRM, Gonçalves-Silva RMV, et al. Dietary patterns associated with anthropometric indicators of abdominal fat in adults. Cad Saúde Pública 2014; 30(3): 502-10. http://dx.doi.org/10.1590/0102-311X00167512
http://dx.doi.org/10.1590/0102-311X00167... ^,2222. Olinto MTA, Gigante DP, Horta B, Silveira V, Oliveira I, Willett W. Major dietary patterns and cardiovascular risk factors among Young Brazilian adults. Eur J Nutr 2012; 51(3): 281-91. https://doi.org/10.1007/s00394-011-0213-4
https://doi.org/10.1007/s00394-011-0213-... ^,2323. Santos RO, Fisberg RM, Marchioni DM, Baltar VT. Dietary patterns for meals of Brazilian adults. Br J Nutr 2015; 114(5): 822-8. https://doi.org/10.1017/S0007114515002445
https://doi.org/10.1017/S000711451500244... ^,2626. Hoffmann M, Mendes KG, Canuto R, Garcez AS, Theodoro H, Rodrigues AD, et al. Padrões alimentares de mulheres no climatério em atendimento ambulatorial no Sul do Brasil. Ciên Saúde Coletiva 2015; 20(5): 1565-74. http://dx.doi.org/10.1590/1413-81232015205.07942014
http://dx.doi.org/10.1590/1413-812320152... , verifica-se a semelhança em relação à grande parte dos alimentos que os compõem, porém os autores subjetivamente nomeiam o padrão de forma diferente, elegendo GA diversos como marcadores na nomeação do padrão, dificultando a comparação entre os achados. Presume-se que o padrão tradicional correspondente da população brasileira seja o mais comumente descrito.

CONCLUSÃO

Muito se discute sobre as características dos métodos de extração de fatores na literatura especializada, porém não localizamos estudos comparando empiricamente o desempenho dessas técnicas na identificação de padrões alimentares. Neste estudo, as diferenças observadas referem-se ao número de GA que entram na composição dos componentes e dos fatores, na magnitude das cargas menores com PAF e na ordem dos padrões alimentares, especialmente aqueles derivados com cargas de menor magnitude. Essas diferenças, entretanto, parecem não impactar na interpretabilidade dos padrões alimentares da população de equipe de enfermeiros avaliada. No contexto em que os GA apresentam elevada correlação com a parcela de variabilidade comum representando a grande parte da variância total, os padrões derivados tendem a se assemelhar.

REFERÊNCIAS

Datas de Publicação

Histórico