Introdução

Escolhas alimentares têm várias origens, sejam estas econômicas, socioculturais, ideológicas, psicológicas, biológicas^1,2. A possível relação entre estas escolhas e seus efeitos na saúde, quer desfavoráveis ou protetores, direcionam políticas públicas na área de alimentação e nutrição^3,4. 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 energética^3,4. Ainda assim, o consumo destes tipos de alimentos permanece elevado no Brasil⁵. 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 limitado⁶, outras necessidades podendo subjazer tais opções^2,7,8. Por exemplo, ser vegetariano por valores éticos ou políticos⁹, reduzir o consumo de carne e priorizar frutas e legumes sazonais com o intuito de minimizar o impacto ambiental⁸, preferir alimentos de fácil acesso e preços reduzidos, podem influir nas escolhas alimentares⁷.

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 países¹⁰.

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)^11-14, o Food Choice Questionnaire (FCQ) é singular em investigar os motivos que orientam escolhas alimentares. Desenvolvido por Steptoe et al.⁶ 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 ética⁶. 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)¹⁵. 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 países^10,16-20. Sob diversos motivos, versões alternativas foram sugeridas no processo, seja eliminando, incluindo ou modificando itens e/ou fatores^17,18,20. Nitidamente, há uma falta de consenso.

Em 2015, Heitor et al.²¹ deram início ao processo de adaptação transcultural do FCQ. Pautados na metodologia proposta por Herdman et al.²², os autores cumpriram as etapas de equivalência teórica, semântica e operacional, apresentando uma versão em português (c.fq quadro 1 de Heitor et al.²¹) 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

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.⁶ 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 controvérsia^17,18,20,34. 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 discriminantes³⁵. Estes resultados foram semelhantes ao estudo de Januszewska et al.¹⁹ 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.¹⁰ 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 antes³⁵.

Também reconhecendo anomalias nos itens i16 e i17, Pula et al.²⁰ 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 par³⁵. 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 Gambaro³⁶, 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 estudo³⁵. 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.⁶ tenham sugerido quatro opções, estudos mais recentes com o FCQ têm utilizado sete alternativas, qualificando as percepções de “extremamente sem importância” a “extremamente importante”^17,19,20,34. Fotopoulos et al.¹⁷ 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.² 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 processo¹⁵. Voltando às origens, as análises aqui tendem a corroborar a proposta de quatro categorias proferida por Steptoe et al.⁶ 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.¹⁷ 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.¹⁰ 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-los⁶.

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.¹⁷ 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 Shrout³³. Steptoe et al.⁶ 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 populacionais³⁷.

Merece consideração o argumento de Eertmans et al.¹⁶ e de Pula et al.²⁰ 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 animal^18,20. 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 duradouro³⁸. 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 adulta³⁹.

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 externa⁴⁰.

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.