Autopercepção positiva da alimentação: um estudo de base populacional no extremo sul do Brasil^*

Autopercepción positiva de la alimentación: un estudio de base poblacional en el extremo sur de Brasil

Resumo

Objetivo:

analisar a prevalência de autopercepção positiva da alimentação e sua associação com fatores sociodemográficos, comportamentais, morbidades, autopercepção da saúde e do peso e cuidados com o peso corporal, no município de Rio Grande, RS, Brasil, em 2016.

Métodos:

estudo transversal realizado com adultos e idosos residentes no município. Foram aplicados 13 indicadores de alimentação saudável e autopercepção de alimentação (desfecho). Empregou-se regressão de Poisson.

Resultados:

a amostra foi de 1.243 indivíduos, dos quais 72,4% referiram autopercepção positiva da alimentação. Indicadores como consumo semanal de verduras ou legumes (RP=1,33 - IC_95% 1,22;1,45) e frutas (RP=1,35 - IC_95% 1,22;1,48) foram positivamente associados ao desfecho. Não houve diferença significativa entre os sexos.

Conclusão:

a autopercepção de alimentação positiva se associa com indicadores de alimentação entre adultos e idosos, podendo ser útil em estudos epidemiológicos.

Palavras-chave:
Consumo de Alimentos; Autorrelato; Inquéritos Epidemiológicos; Estudos Transversais

Resumen

Objetivo:

investigar la prevalencia de autopercepción positiva de la alimentación, sus factores sociodemográficos y comportamentales, morbilidades, autopercepción de la salud/peso y cuidados con el peso corporal en el municipio de Rio Grande, RS, Brasil, en 2016.

Métodos:

estudio transversal realizado con adultos y ancianos residentes en el municipio de Rio Grande; se aplicaron 13 indicadores de alimentación saludable y autopercepción de la alimentación; se utilizó la regresión de Poisson.

Resultados:

la muestra fue de 1.243 individuos, 72,4% refirió autopercepción positiva de la alimentación; indicadores como consumo semanal de verduras o legumbres (RP=1,33 - IC_95% 1,22;1,45) y frutas (RP=1,35 - IC_95% 1,22;1,48) fueron positivamente asociadas al desenlace (p<0,001); no hubo diferencia significativa entre los sexos.

Conclusión:

la autopercepción positiva de la alimentación se asocia con indicadores de alimentación entre adultos y ancianos pudiendo ser útil en estudios epidemiológicos.

Palabras-clave:
Consumo de Alimentos; Autoinforme; Encuestas Epidemiológicas; Estudios Transversales

Abstract

Objective:

to analyze prevalence of positive self-perception of diet and association with sociodemographic and behavioral factors, morbidity, self-perception of health and weight, and body weight care, in the city of Rio Grande, RS, Brazil, in 2016.

Methods:

this was a cross-sectional study conducted with adults and elderly people resident in the city of Rio Grande using 13 indicators of healthy eating and positive self-perception of diet (outcome); Poisson regression was used.

Results:

the sample consisted of 1,243 individuals, 72.4% of whom reported positive self-perception of diet; indicators such as weekly consumption of greens or vegetables (PR=133 - 95%CI 1.22;1.45) and fruit (PR=1.35 - 95%CI 1.22;1.48) were positively associated with the outcome; no significant difference was found between sexes.

Conclusion:

positive self-perception of diet is associated with healthy eating indicators among adults and the elderly and can be useful in epidemiological surveys.

Keywords:
Food Consumption; Self Report; Health Surveys; Cross-Sectional Studies

Introdução

O Guia Alimentar para a População Brasileira e os dez passos para uma alimentação saudável - documento oficial do Ministério da Saúde, dedica-se à abordagem e recomendação de uma alimentação adequada e saudável, configurando-se como instrumentos de extrema importância no sentido de se alcançar uma mudança de comportamento na população brasileira.^1-3 Quando o nível de informação do indivíduo sobre saúde e nutrição é adequado e sua percepção individual é crítica, torna-se possível a adesão a um maior número de indicadores saudáveis,^4,5 independentemente da renda. Esta, ou o preço dos alimentos, é um dos principais fatores de influência no comportamento saudável, e, por conseguinte, um quesito a ser avaliado na hora da escolha e compra de alimentos.⁶

A relação entre a autopercepção da qualidade da alimentação do indivíduo e a ocorrência de uma alimentação realmente saudável, contudo, é pouco explorada na literatura nacional e internacional. Os estudos existentes sobre o tema avaliaram esse desfecho, principalmente entre escolares e adolescentes, e identificaram uma relação direta entre autopercepção positiva da alimentação e hábitos alimentares mais adequados.^1,2,4 Nas pesquisas sobre alimentação e nutrição, o hábito alimentar é avaliado mediante aplicação de um questionário de frequência alimentar ou a partir de inquéritos padronizados que, geralmente, demandam longo tempo de realização.^7,8 Trata-se de instrumentos pouco práticos em situações nas quais o contato entre o profissional de saúde e o indivíduo é breve. A importância de propor uma questão sobre a autopercepção, capaz de identificar o hábito alimentar dos indivíduos^4,9 e o risco representado pelo hábito de uma alimentação não saudável, deve se refletir na indicação de grupos-alvo para possíveis intervenções.¹⁰

O objetivo do presente artigo foi analisar a prevalência de autopercepção positiva da alimentação e sua associação com fatores sociodemográficos, comportamentais, morbidades, autopercepção de saúde/peso e cuidados com o peso corporal no município de Rio Grande, estado do Rio Grande do Sul, Brasil, em 2016.

Métodos

Trata-se de um estudo transversal de base populacional realizado no sul do Rio Grande do Sul, parte de uma pesquisa maior, intitulada ‘Saúde da População Riograndina, RS’,¹¹ cuja finalidade foi investigar diversos aspectos característicos do perfil de saúde da população de Rio Grande. Este município, situado no extremo sul do estado, possuía aproximadamente 200 mil habitantes¹² e apresentava um índice de desenvolvimento humano (IDH) de 0,744 no ano de 2010.¹³ Em 2015, a atividade portuária se mantinha como sua principal base econômica, e o produto interno bruto (PIB) do município se aproximava dos R$ 35.000,00 per capita/ano.

A população-alvo do estudo foi composta por indivíduos com 20 anos ou mais de idade, residentes na área urbana de Rio Grande. Foram excluídos aqueles que estavam institucionalizados em asilos, hospitais e presídios, ou que apresentavam alguma incapacidade física e/ou mental para responder ao questionário.

O cálculo amostral foi realizado utilizando-se, como parâmetro, uma prevalência do desfecho estudado de 51%,^2,10,14 nível de confiança de 95% e erro aceitável de 3 pontos percentuais. Para os fatores associados, considerou-se uma razão de prevalência (RP)¹³ de 1,5, nível de confiança de 95%, poder de 80%, frequência de expostos entre 35 e 50%, além de efeito de delineamento de 1,5, 10% para perdas e 15% para controle de fatores de confusão. Afinal, o tamanho da amostra totalizou 1.152 indivíduos. Os cálculos foram realizados pelo programa Epi Info 7.0 (Centers for Disease Control and Prevention, Atlanta, Estados Unidos). Como esta pesquisa integrava um estudo maior, com diferentes desfechos, decidiu-se utilizar o maior tamanho de amostra calculado (n=1.423), tornando o estudo representativo para as diferentes variáveis independentes investigadas, sendo considerado um poder de 90% para o n de 1.243.

Para garantir a representatividade da amostra, o processo de amostragem ocorreu em dois estágios: setor censitário e domicílio, de acordo com os dados do Censo Demográfico 2010.¹² Inicialmente, foram identificados os 293 setores censitários da zona urbana de Rio Grande, e destes, feita a seleção sistemática sobre todos os domicílios urbanos (77.835), colocados em ordem decrescente conforme a renda média mensal do chefe de família; após a seleção aleatória do primeiro domicilio, seguiu-se a seleção sistemática, mediante “pulo” de 1.080 domicílios, selecionando-se, assim, os 72 setores censitários.

Logo, promoveu-se a seleção aleatória para determinar os domicílios investigados, chegou-se a 711 residências, considerando-se um “pulo” de 32 residências, e uma média esperada de 2,08 indivíduos por domicílio.¹² A seleção dos setores e dos domicílios foi realizada mediante probabilidade proporcional à população e ao número de domicílios por setor.

A coleta de dados aconteceu entre abril e julho de 2016, realizada por nove entrevistadoras previamente treinadas. As entrevistas foram feitas no domicílio selecionado, com todos os moradores elegíveis, seguindo o roteiro de um questionário estruturado, padronizado e previamente testado, composto por questões sociodemográficas e de saúde geral, pré-codificadas.

O desfecho do estudo, a autopercepção positiva da alimentação, foi investigado pela questão “Como o Sr.(a) considera a sua alimentação?” e com as seguintes alternativas de resposta para ela: ‘muito boa’, ‘boa’, ‘regular’, ‘ruim’ ou ‘muito ruim’. Para fins de análise, essa variável foi dicotomizada entre positiva (muito boa/boa) e negativa (regular/ruim/muito ruim).

Foram utilizados 13 indicadores de alimentação saudável, coletados sobre uma semana habitual para os indivíduos, estabelecidos conforme as recomendações do Guia Alimentar para a População Brasileira. A publicação, reformulada em 2014,³ orienta a preferência pelo consumo de alimentos in natura ou minimamente processados, ao invés de alimentos ultraprocessados, de forma a constituir uma dieta com refeições saudáveis.³ Eis os indicadores utilizados:

• I) realização do café da manhã;

• II) realização do almoço;

• III) realização do lanche ou café da tarde;

• IV) realização do jantar;

• V) realização do lanche ou café antes de dormir;

• VI) hábito de comer gordura aparente da carne vermelha e/ou comer a pele do frango; e

• VII) sal adicional.

Os indicadores I a VII foram coletados de forma dicotômica (sim/não); para I a V, considerou-se consumo apropriado quando a resposta era ‘sim’, e para VI e VII, quando a resposta era ‘não’.

Outros seis indicadores relativos à frequência de consumo foram coletados:

• VIII) número de dias na semana em que costuma comer leguminosas;

• IX) número de dias na semana em que costuma comer verduras ou legumes;

• X) número de dias na semana em que costuma comer frutas;

• XI) número de dias na semana em que costuma comer peixe;

• XII) número de dias na semana em que costuma comer alimentos com açúcar como ingrediente - sorvetes, chocolates, bolos, biscoitos ou doces -; e

• XIII) número de dias na semana em que costuma tomar refrigerante ou suco artificial.

Tais indicadores foram coletados de forma politômica: (a) nunca/quase nunca; (b) 1 a 2 dias por semana; (c) 3 a 4 dias por semana; (d) 5 a 6 dias por semana; (e) todos os dias (inclusive sábado e domingo). Posteriormente, para fins de análise, os indicadores foram dicotomizados com base nas orientações do Guia Alimentar para a População Brasileira, adaptado.³ Para os indicadores VIII a XI, o consumo foi considerado adequado quando a frequência foi igual ou superior a 3 vezes por semana; já para os indicadores XII e XIII, considerou-se consumo adequado as frequências ‘nunca/quase nunca’ e ‘1 a 2 dias por semana’.

As variáveis independentes incluídas foram:

• a) Sociodemográficas

• - sexo (masculino; feminino);

• - idade (em anos: 20-29; 30-39; 40-49; 50-59; 60 ou mais);

• - raça/cor da pele autorreferida (branca; preta/parda/amarela/indígena);

• - estado civil (casado; solteiro; divorciado/separado/viúvo);

• - escolaridade (em anos de estudo: 0-4; 5-8; 9-11; 12 ou mais); e

• - renda (em quartis: 1º quartil [mais pobre], R$ 293,3 a R$ 520,0; 2º quartil, R$ 750,0 a R$ 905,5; 3º quartil, R$ 1.166,7 a R$ 1.500,0; e 4º quartil [mais rico], R$ 2.200,0 a R$ 4.400,0), considerando-se o salário mínimo de R$ 880,00 reais no ano de 2016.

• b) Comportamentais (opções de resposta: ‘sim’ ou ‘não’)

• - tabagismo (não fumante; ex-fumante/fumante);

• - consumo de bebida alcoólica (não bebe; bebe menos de uma vez por semana/número de vezes em que bebe, por semana);

• - atividade física no lazer, medida pela seção ‘Lazer’ do Questionário Internacional de Atividade Física (IPAQ-SHORT), que define a condição de ativo como o indivíduo que mantém ≥150 minutos de atividade física por semana;¹⁵

• c) Índice de massa corporal (IMC) (baixo peso; eutrópico; sobrepeso; obeso);

• d) Morbidades autorreferidas (presença ou ausência) de diabetes; hipertensão; depressão variável coletada pelo instrumento Patient Health Questionnaire (PHQ-9), que define a condição de depressão ≥9;¹⁶

• e) Segurança alimentar, medida pela Escala Brasileira de Insegurança Alimentar (EBIA) (segurança alimentar; insegurança alimentar leve; insegurança alimentar moderada/grave);¹⁷

• f) Autopercepção de saúde (excelente/muito boa; boa; regular/ruim)

• g) Autopercepção do peso corporal (normal; muito magro/magro/um pouco magro; muito gordo/gordo/um pouco gordo); e

• h) Cuidados com o peso corporal, variável coletada mediante a proposição da questão “O(a) Sr.(a) está fazendo alguma coisa para perder peso ou ganhar massa muscular?” e suas opções de resposta ‘sim’ ou ‘não’.

Todos os questionários foram revisados e duplamente digitados por diferentes digitadores, utilizando-se o software EpiData® 3.1 (EpiData Association, Dinamarca). O controle de qualidade foi realizado com a repetição parcial de 10,5% das entrevistas com perguntas-chave selecionadas, para avaliar a confiabilidade do instrumento. O valor médio do coeficiente de concordância de Kappa entre as perguntas foi de 0,80 (variação de 0,27 [número de vezes na semana em que caminhava no tempo livre] a 0,93 [existência de telefone fixo no domicílio]), revelando concordância substancial.¹⁸

Primeiramente, foram calculadas as frequências absoluta e relativa das cinco categorias da escala de Likert contidas no desfecho (autopercepção positiva da alimentação), e a prevalência e o intervalo de confiança de 95% (IC_95%) do desfecho dicotomizado.

Para estudar o impacto das variáveis independentes sobre o desfecho, foi utilizada a regressão de Poisson, levando-se em consideração o efeito do delineamento do estudo. Foram calculadas as razões de prevalência (RP) e seus IC_95%. Empregou-se um modelo hierárquico de quatro níveis. O primeiro nível foi composto pelas variáveis demográficas e socioeconômicas, e o segundo nível, pelas variáveis comportamentais. O terceiro nível contemplou variáveis referentes a morbidade e segurança alimentar, e o quarto nível, as variáveis de autopercepção de saúde, autopercepção e cuidados com o peso corporal. As exposições de interesse foram ajustadas para variáveis de mesmo nível e de níveis superiores, permanecendo no modelo apenas aquelas com p≤0,20. O teste estatístico empregado foi o teste de Wald.

Logo, foi estimada a RP e o IC_95% de cada um dos indicadores de consumo alimentar. Finalmente, a aplicação do teste de proporções permitiu a análise das diferenças entre os indicadores de consumo alimentar e o desfecho ‘autopercepção saudável’, estratificado por sexo.

Para a análise dos dados, foi utilizado o programa Stata® versão 14.0 (StataCorp/College Station, Estados Unidos). O nível de significância menor que 5% foi adotado para testes bicaudais, e o efeito de delineamento amostral foi levado em consideração em todas as análises, utilizando-se o comando survey (svy).

O protocolo da pesquisa foi submetido e aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa na Área da Saúde (CEPAS) da Universidade Federal do Rio Grande (FURG), sob o número 20/2016. Os princípios éticos foram assegurados, foi apresentado aos entrevistados o Termo de Consentimento Livre e Esclarecido, assinado por todos, de maneira a garantir o direito de não participação na pesquisa e o anonimato dos participantes.

Resultados

Foram respondidos 1.243 questionários (8,9% de perdas e recusas). O desfecho do estudo foi respondido por 1.240 indivíduos. Mais da metade era do sexo feminino (56,4%), a maioria autodeclarou-se de raça/cor da pele branca (83,1%) e a média de idade foi de 47 anos (desvio-padrão [DP]: ±16,6 anos). Cerca de 57% tinham mais de 9 anos de estudo, e a mediana de renda foi de R$ 1.000,00 (P25: R$ 625,00-P75; R$ 1.764,00). A maioria dos indivíduos não realizava atividade física de lazer (77,5%) e a insegurança alimentar foi encontrada em 34,5% dos domicílios (Tabela 1).

Tabela 1
- Descrição da amostra de adultos e idosos (n=1.243), Rio Grande, Rio Grande do Sul, 2016

Variáveis	Amostra geral
	N	%
Sexo
Masculino	542	43,6
Feminino	701	56,4
Idade (em anos)
20-29	226	18,2
30-39	225	18,1
40-49	240	19,3
50-59	237	19,1
≥60	315	25,3
Raça/cor da pele (n=1.241)
Branca	1.301	83,1
Preta/parda/amarela/indígena	210	16,9
Estado civil
Casado	476	38,3
Solteiro	545	43,8
Divorciado/separado/viúvo	222	17,9
Escolaridade (em anos de estudo) (n=1.241)
0-4	190	15,3
5-8	343	27,6
9-11	367	29,6
≥12	341	27,5
Renda em quartis (n=1.123)
1º quartil (mais pobre)	284	25,3
2º quartil	306	27,2
3º quartil	255	22,7
4º quartil (mais rico)	278	24,8
Tabagismo
Não	1.003	81,5
Sim	230	18,5
Consumo de bebida alcoólica (n=1.242)
Não	896	72,1
Sim	346	27,9
Atividade física no lazera (n=1.233)
Insuficientemente ativo	956	77,5
Suficientemente ativo	277	22,5
Índice de massa corporal (IMC) (n=1.189)
Baixo peso	14	1,2
Eutrófico	431	36,2
Sobrepeso	458	38,5
Obeso	286	24,1
Diabetes (autorreferida) (n=1.239)
Não	1.149	92,7
Sim	90	7,3
Hipertensão (autorreferida) (n=1.242)
Não	879	70,8
Sim	363	29,2
Depressãob (n=1.238)
Não	893	72,1
Sim	345	27,9
Autopercepção de alimentação saudável (n=1.240)
Negativa	342	27,6
Positiva	898	72,4
Insegurança alimentarc (n=1.224)
Segurança alimentar	802	65,5
Insegurança alimentar leve	330	27,0
Insegurança alimentar moderada/grave	92	7,5
Autopercepção de saúde
Excelente/muito boa	263	21,2
Boa	560	45,0
Regular/ruim	420	33,8
Autopercepção do peso corporal (n=1.242)
Normal	123	9,9
Muito magro/magro/um pouco magro	563	45,3
Muito gordo/gordo/um pouco gordo	556	44,8
Cuidados com o peso corporal
Não	973	78,3
Sim	270	21,7
Total	1.243	100,0

• a) Segundo a sessão ‘Lazer’ do Questionário Internacional de Atividade Física (IPAQ-SHORT), que define como ativo o indivíduo que mantém ≥150 minutos de atividade física por semana.
• b) Segundo o instrumento Patient Health Questionnaire (PHQ-9), que define a condição de depressão ≥9.
• c) Escala Brasileira de Insegurança Alimentar (EBIA).

A frequência da autopercepção alimentar foi 16,9% muito boa; 55,5% boa; 23,2% regular; 3,4% ruim; e 1,0% muito ruim. Quando dicotomizada, a prevalência de autopercepção positiva da alimentação foi de 72,4% (IC_95% 69,9;74,9).

As RP brutas e ajustadas para o desfecho se encontram na Tabela 2. Na análise ajustada, as mulheres apresentaram menor prevalência do desfecho, em comparação aos homens (RP=0,94 - IC_95% 0,80;1,00). Os indivíduos na idade de 60 anos ou mais apresentaram 1,28 vez maior probabilidade do desfecho, comparados àqueles com 20-29 anos; a probabilidade também foi maior para os situados no quartil de renda mais elevada (RP=1,17 - IC_95% 1,04;1,32), em relação aos do quartil mais pobre. No segundo nível, os indivíduos que realizavam 150 minutos ou mais de atividade física no lazer apresentaram um aumento no desfecho (RP=1,17 - IC_95% 1,08;1,26). No terceiro nível, os indivíduos que relataram morbidades como diabetes (RP=0,98 - IC_95% 0,84;1,14) e depressão (RP=0,78 - IC_95% 0,81;0,95) tiveram uma probabilidade menor de apresentar autopercepção positiva da alimentação. Em relação à insegurança alimentar, os indivíduos que apresentaram insegurança leve tiveram menor probabilidade do desfecho (RP=0,88 - IC_95% 0,81;0,95).

Tabela 2
- Prevalência e análise bruta e ajustada de fatores associados à autopercepção positiva da alimentação em adultos e idosos (n=1.240), Rio Grande, Rio Grande do Sul, 2016

Variáveis	Prevalência de autopercepção positiva da alimentação (n=898) N (%)	Análise bruta		Análise ajustada
		RPa (IC95% b)	pc	RPa (IC95% b)	pc
1º nível
Sexo			0,297		0,071
Masculino	400 (73,9)	1,00		1,00
Feminino	498 (71,2)	0,97 (0,90;1,03)		0,94 (0,88;1,00)
Idade (em anos)			<0,001		<0,001
20-29	142 (62,8)	1,00		1,00
30-39	140 (62,2)	0,98 (0,84;1,14)		0,93 (0,80;1,08)
40-49	163 (67,9)	1,08 (0,93;1,25)		1,06 (0,92;1,22)
50-59	190 (80,2)	1,26 (1,12;1,44)		1,23 (1,09;1,39)
≥60	263 (84,3)	1,33 (1,17;1,51)		1,28 (1,13;1,44)
Raça/cor da pele (n=896)			0,594		0,249
Branca	739 (71,9)	1,00		1,00
Preta/parda/amarela/indígena	157 (74,8)	1,03 (0,93;1,14)		1,05 (0,95;1,16)
Estado civil			0,028		0,641
Casado	360 (75,8)	1,00		1,00
Solteiro	367 (67,6)	0,90 (0,82;0,98)		0,99 (0,89;1,09)
Divorciado/separado/viúvo	171 (77,0)	1,01 (0,93;1,11)		0,96 (0,87;1,05)
Escolaridade (em anos de estudo) (n=897)			0,081d		0,395d
0-4	144 (76,6)	1,00		1,00
5-8	257 (74,9)	0,98 (0,88;1,10)		0,99 (0,88; 1,11)
9-11	260 (71,0)	0,93 (0,82;1,06)		0,96 (0,83;1,11)
≥12	236 (69,2)	0,92 (0,81;1,03)		0,95 (0,82;1,11)
Renda em quartis (mediana; P25/P75 em R$)e (n=810)			0,002d		0,017d
1º quartil mais pobre (R$ 293,3 a R$ 520,0)	183 (64,4)	1,00		1,00
2º quartil (R$ 750,0 a R$ 905,5)	219 (72,3)	1,13 (1,01;1,25)		1,09 (0,98;1,22)
3º quartil (R$ 1.166,7 a R$ 1.500,0)	187 (73,3)	1,14 (1,01;1,28)		1,07 (0,95;1,20)
4º quartil mais rico (R$ 2.200,0 a R$ 4.400,0)	221 (79,5)	1,24 (1,10;1,40)		1,17 (1,04;1,32)
2º nível
Tabagismo atual			0,205		0,398
Não	740 (73,2)	1,00		1,00
Sim	158 (69,0)	0,94 (0,86;1,04)		0,95 (0,84;1,07)
Consumo de bebida alcoólica (n=897)			0,564		0,927
Não	643 (71,0)	1,00		1,00
Sim	254 (73,6)	1,03 (0,95;1,11)		1,00 (0,91;1,09)
Atividade física no lazerf (n=893)			<0,001		<0,001
Insuficientemente ativo	667 (69,8)	1,00		1,00
Suficientemente ativo	226 (81,6)	0,86 (0,80;0,92)		1,17 (1,08;1,26)
Índice de massa corporal (IMC) (n=854)			0,009d		0,015d
Baixo peso	11 (78,6)	1,00		1,00
Eutrófico	325 (75,6)	0,96 (0,74;1,25)		0,90 (0,69;1,17)
Sobrepeso	329 (71,8)	0,91 (0,71;1,17)		0,86 (0,67;1,10)
Obeso	189 (66,1)	0,85 (0,65;1,09)		0,80 (0,62;1,05)
3º nível
Diabetes (autorreferida) (n=895)	0,972		0,761		0,071
Não	829 (72,3)	1,00		1,00
Sim	66 (73,3)	1,00 (0,88;1,14)		0,98 (0,84;1,14)
Hipertensão (autorreferida)	0,791		0,094		<0,001
Não	637 (72,6)	1,00		1,00
Sim	261 (72,1)	0,99 (0,92;1,07)		0,93 (0,85;1,01)
Depressãog (n=896)	<0,001		<0,001		0,249
Não	697 (78,1)	1,00		1,00
Sim	199 (57,7)	0,74 (0,68;0,81)		0,78 (0,81;0,95)
Insegurança alimentarh (n=884)	<0,001		0,006		0,641
Segurança alimentar	604 (75,5)	1,00		1,00
Insegurança alimentar leve	214 (64,9)	0,86 (0,80;092)		0,88 (0,81;0,95)
Insegurança alimentar moderada/grave	66 (71,7)	0,95 (0,81;1,12)		1,01 (0,85;1,22)
4º nível
Autopercepção de saúde	<0,001 d		0,001d		0,398
Excelente/muito boa	210 (79,9)	1,00		1,00
Boa	439 (78,4)	0,98 (0,91;1,06)		0,98 (0,89;1,07)
Regular/ruim	249 (59,7)	0,74 (0,66;0,83)		0,75 (0,66;0,86)
Cuidados com o peso corporal	<0,001		0,030		0,927
Não	682 (70,3)	1,00		1,00
Sim	216 (80,0)	1,15 (1,07;1,23)		1,10 (1,01;1,21)
Autopercepção do peso corporal (n=897)	<0,001		<0,001		<0,001
Eutrófico	89 (73,0)	1,00		1,00
Magro (muito magro/um pouco magro/magro)	452 (80,4)	1,09 (0,97;1,23)		0,99 (0,88;1,14)
Gordo (muito gordo/um pouco gordo/gordo)	356 (64,1)	0,88 (0,77;1,00)		0,80 (0,69;0,95)

• a) RP: razão de prevalência.
• b) IC_95%: intervalo de confiança de 95%.
• c) Valor-p obtido pelo teste de Wald de heterogeneidade.
• d) Valor-p obtido pelo teste de Wald para tendência linear.
• e) Considerando salário mínimo brasileiro em 2016 de R$ 880,00.
• f) Segundo a sessão ‘Lazer’ do Questionário Internacional de Atividade Física (IPAQ-SHORT), que define como ativo o indivíduo que mantém ≥150 minutos de atividade física por semana.
• g) Segundo o instrumento Patient Health Questionnaire (PHQ-9), que define a condição de depressão ≥9.
• h) Escala Brasileira de Insegurança Alimentar (EBIA).
• Nota: Foi considerado o efeito de delineamento amostral.

No quarto nível, observou-se que aqueles cuja percepção da própria saúde era regular ou ruim apresentaram menores prevalências de percepção positiva da alimentação (RP=0,75 - IC_95% 0,66;0,86) (p=0,001), na comparação com quem relatou autopercepção de saúde excelente ou muito boa. Os indivíduos que referiram cuidado com o peso corporal tiveram maior probabilidade de perceber sua alimentação como positiva (RP=1,10 - IC_95% 1,01;1,21).

Dos 13 indicadores que compõem a alimentação adequada, dez se mostraram significativamente associados com o desfecho (Tabela 3). A proporção de indivíduos com indicadores de alimentação saudável e autopercepção positiva da alimentação foram superiores a 70,0%. Não houve diferença nas prevalências dos indicadores de alimentação saudável entre homens e mulheres (Tabela 4).

Tabela 3
- Associação entre autopercepção positiva da alimentação e indicadores de alimentação saudável em adultos e idosos (n=1.240), Rio Grande, Rio Grande do Sul, 2016

Variáveis	Autopercepção positiva da alimentação
	RPa	IC95% b
Realização do café da manhã
Não	1,00	-
Sim	1,46	1,22;1,75
Realização do almoço
Não	1,00	-
Sim	1,77	1,00;3,13
Realização do lanche ou café da tarde
Não	1,00	-
Sim	1,16	1,05;1,30
Realização do jantar
Não	1,00	-
Sim	0,95	0,84;1,07
Realização do lanche ou café antes de dormir
Não	1,00	-
Sim	1,19	1,11;1,27
Consumo de leguminosasc
Inadequado	1,00	-
Adequado	1,18	1,04;1,32
Consumo de verduras ou legumesc
Inadequado	1,00	-
Adequado	1,33	1,22; 1,45
Consumo de frutasc
Inadequado	1,00	-
Adequado	1,35	1,22;1,48
Consumo de peixec (n=1.177)e
Inadequado	1,00	-
Adequado	1,15	1,04;1,26
Consumo de refrigerante e sucos artificiaisd
Inadequado	1,00	-
Adequado	1,15	1,06;1,24
Consumo de alimentos docesd (n=1.239)e
Inadequado	1,00	-
Adequado	1,01	0,93;1,09
Sal adicionald
Não	1,00	-
Sim	0,90	0,76;1,03
Hábito de comer gordura aparente de carne vermelha e/ou pele de frango
Não	1,00	-
Sim	0,85	0,77;0,93

• a) RP: razão de prevalência.
• b) IC_95%: intervalo de confiança de 95%.
• c) Adequado = quando relatado consumo de 3 dias ou mais por semana.
• d) Adequado = quando relatado consumo até 2 dias por semana.
• e) Valor da amostra disponível para essa variável.
• Nota: Foi considerado o efeito de delineamento amostral.

Tabela 4
- Associação entre a autopercepção positiva da alimentação e indicadores de alimentação saudável, estratificada por sexo, em adultos e idosos (n=898), Rio Grande, Rio Grande do Sul, 2016

Variáveis	Ocorrência de autopercepção de alimentação positiva
	Feminino (n=498) n (%)	Masculino (n=400) n (%)	Valor pa
Realização do café da manhã	452 (73,6)	354 (78,7)	0,075
Realização do almoço	493 (71,8)	398 (74,3)	0,402
Realização do lanche ou café da tarde	416 (72,5)	297 (77,8)	0,068
Realização do jantar	458 (70,7)	366 (73,9)	0,287
Realização do lanche ou café antes de dormir	145 (82,4)	131 (0,4)	0,443
Consumo de leguminosas adequadob	387 (73,6)	332 (76,5)	0,319
Consumo de verduras ou legumes adequadob	360 (79,7)	248 (79,7)	1,000
Consumo de frutas adequadob	358 (79,6)	254 (81,2)	0,549
Consumo de peixe adequadob	33 (82,5)	37 (82,2)	0,906
Consumo de refrigerante e sucos artificiais adequadoc	231 (66,0)	225 (69,7)	0,238
Consumo de alimentos doces adequadoc	249 (71,5)	189 (73,4)	0,527
Não adiciona mais sal à comida	454 (71,2)	362 (75,7)	0,130
Não consumo de gordura aparente de carne vermelha e/ou pele de frango	182 (63,4)	206 (68,2)	0,133

• a) Valor-p obtido pelo teste de proporções.
• b) Adequado = quando relatado consumo de 3 dias ou mais por semana.
• c) Adequado = quando relatado consumo até 2 dias por semana.

Discussão

Entre os principais achados do presente estudo, destaca-se a prevalência de autopercepção positiva da alimentação e sua associação com dez indicadores de consumo alimentar adequado. Os indivíduos de mais idade, maior renda e considerados suficientemente ativos apresentaram maior frequência de autopercepção positiva de sua alimentação, contrariamente aos que referiram depressão e insegurança alimentar leve.

A prevalência de autopercepção positiva da alimentação, observada no presente estudo, é semelhante à encontrada em outras investigações realizadas no Brasil.^10,19 Em 2016, um estudo desenvolvido na região Sul do país revelou uma prevalência de 69% de autopercepção positiva da alimentação, em uma amostra de adultos e idosos usuários da rede urbana de atenção básica à saúde.¹⁰ No estudo conduzido pelo National Health and Nutrition Exame Survey (NHANES) 2005-2006, entretanto, somente 33% da população adulta dos Estados Unidos perceberam sua dieta como excelente ou muito boa (escore alto) e 42% consideraram-na boa (escore médio).¹⁴ A prevalência da autopercepção positiva da alimentação observada nos Estados Unidos seria próxima à do presente estudo se, no estudo norte-americano, a classificação ‘boa’ (escore médio) tivesse sido considerada como positiva. Diferenças metodológicas, como o tipo de instrumento utilizado para medir o desfecho, podem ser observadas entre estudos, ressaltando a importância da definição dos critérios de avaliação no sentido de se permitir maior comparabilidade entre a literatura.

Diferenças na autopercepção positiva da alimentação podem ocorrer também por outros motivos, entre os quais se destacam os culturais (diferentes considerações do que é adequado, conforme países e culturas) e os temporais (diferentes épocas em que os estudos são realizados). Primeiramente, é importante definir uma alimentação adequada, de acordo com as recomendações do Ministério da Saúde - a exemplo do Guia Alimentar para a População Brasileira -,³ considerando-se a variabilidade do conceito ao longo do tempo, conforme os motivos anteriormente citados, e sua influência na percepção sobre o que cada pessoa considera adequado em termos da própria alimentação.

No presente estudo, dos 13 indicadores de alimentação saudável estudados, dez foram associados ao desfecho. A associação da autopercepção de alimentação com desfechos em saúde e de alimentação é relatada em outros estudos de destaque na literatura.^14,19-21 Logo, a autopercepção de alimentação pode ser uma forma simples e viável de inferir a qualidade da alimentação do indivíduo.^4,22

O sexo feminino apresentou menor percepção alimentar positiva do que o sexo masculino, possivelmente explicada pelo fato de as mulheres demonstrarem mais atenção a aspectos de cuidados com a saúde e a alimentação e, sendo assim, terem uma melhor identificação do que é saudável e se mostrarem mais criteriosas em sua autoavaliação.¹⁰ Os homens, historicamente associados a piores cuidados com a saúde e uma alimentação com mais gorduras e maior ingestão de bebidas alcoólicas, possivelmente têm menor percepção do impacto desses hábitos sobre a manutenção de uma vida saudável.^10,19

A idade se associou a uma melhor autopercepção da alimentação. Sabe-se que indivíduos de mais idade apresentam maior variedade no consumo dos alimentos.^6,8,14,20 Os idosos também podem restringir o consumo de alguns alimentos, como medida preventiva e/ou terapêutica frente a doenças crônicas e, como consequência dessa atitude, considerar sua alimentação mais saudável.^8,14 No presente estudo, a escolaridade não apresentou diferença estatística com a percepção da alimentação. Não obstante, outros estudos encontraram indivíduos com menor escolaridade a apresentar menor percepção alimentar, menor acesso à informação e ao cuidado em saúde.^23,24

Quanto à renda e à segurança alimentar, ambas se associaram ao desfecho. Sabe-se que, entre os indivíduos mais pobres, o preço é um critério de escolha para a aquisição de produtos alimentícios e pode influenciar não só a diminuição da quantidade de alimentos, como também a perda de sua qualidade nutritiva e variedade,^6,23 impactando de forma negativa o comportamento de consumo saudável.^5,6,21

Observou-se que indivíduos com pior percepção de seu estado de saúde tiveram uma redução da percepção positiva de sua alimentação, ao contrário dos indivíduos considerados ativos fisicamente, que tiveram uma melhor percepção em relação aos inativos. É consenso na literatura que indivíduos com melhor percepção de saúde são mais propensos a cuidar de sua saúde como um todo, apresentando comportamentos mais saudáveis.^{10,19,21,25,26}

Entre os avaliados com depressão, verificou-se pior percepção da alimentação, o que reforça a importância da atenção à alimentação nesse grupo. Indivíduos deprimidos apresentam comportamentos não saudáveis como, por exemplo, má alimentação, ingestão alimentar compensatória de acordo com o presente estado de humor, sedentarismo e alterações no sono.¹⁴

O estudo em tela apresenta algumas limitações. A primeira está no delineamento transversal, pois é possível que indivíduos com autopercepção positiva da alimentação tenham realizado mudanças recentes em seus hábitos alimentares, e a alimentação saudável referida seja um hábito mais recente, não de longa data. Tampouco se descarta outros tipos de viés, como aqueles relacionados ao consumo alimentar e à possibilidade de os indivíduos responderem o que acreditam ser mais adequado, ou ainda, socialmente aceito, sobretudo quando questionados por outra pessoa. Entretanto, os itens de consumo alimentar foram associados de forma significativa a perguntas de autopercepção positiva, sugerindo que os indivíduos foram consistentes em suas respostas. O delineamento transversal é útil na identificação de grupos-alvo, como, por exemplo, indivíduos que pretendam ou se sintam no dever de melhorar sua alimentação, ou com morbidades já instaladas - diabetes, hipertensão, hipercolesterolêmia -, necessitados de ações efetivas e específicas. Outra limitação refere-se ao uso de questões subjetivas, cujas respostas são condicionadas à interpretação do indivíduo sobre o que é questionado.

Entre os pontos fortes do estudo, destaca-se o delineamento de base populacional e o baixo número de perdas e recusas, reduzindo-se a probabilidade de viés de seleção, além do treinamento dos entrevistadores e do controle de qualidade aplicado.

Como conclusão, os achados mostraram que a autopercepção positiva de uma alimentação se relacionou com dez dos 13 indicadores alimentares avaliados. O autodiagnóstico negativo da alimentação pode sensibilizar e estimular a necessidade de mudanças comportamentais, assim como provocar o processo de adoção de hábitos alimentares adequados. Essa informação pode ser útil aos profissionais diretamente envolvidos com a orientação de saúde dos indivíduos. Contudo, mais estudos sobre o tema são necessários para melhor compreender como a autopercepção se reflete nas práticas alimentares.

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• *
  Artigo derivado da dissertação de mestrado intitulada ‘Autopercepção de alimentação saudável, fatores associados e sua comparação com o hábito alimentar entre indivíduos de 18 anos ou mais em área urbana do extremo sul do Brasil’, defendida por Karla Pereira Machado junto ao Programa de Pós-Graduação em Saúde Pública da Universidade Federal do Rio Grande, em 2017.

Editado por

Editora associada: Doroteia Aparecida Höfelmann - orcid.org/0000-0003-1046-3319

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  28 Out 2019
• Data do Fascículo
  2019

Histórico

• Recebido
  06 Set 2018
• Aceito
  11 Maio 2019