Inappropriate eating behavior: a longitudinal study with female adolescents.

OBJECTIVE: To evaluate the inappropriate eating behaviors (IEB) of female adolescents over a one-year period.
METHODS: 290 adolescents aged between 11 and 14 years old participated in the three research stages (T1: first four months, T2: second four months and T3: third four months). The Eating Attitudes Test (EAT-26) was applied to assess the IEB. Weight and height were measured to calculate body mass index (BMI) in the three study periods. Analysis of variance for repeated measures was used to analyze the data, adjusted for the scores of the Body Shape Questionnaire and the Brazil Economic Classification Criteria.
RESULTS: Girls at T1 showed a higher frequency of IEB compared to T2 (p=0.001) and T3 (p=0.001). The findings also indicated higher values for BMI in T3 in relation to T1 (p=0.04). The other comparisons did not show statistically significant differences.
CONCLUSIONS: IEB scores of female adolescents declined over one year.

Introduction

Inappropriate eating behaviors (IAB) are considered deleterious health behaviors( , ). Examples of IAB: self-induced vomiting, food restriction for long periods, use of laxatives, diuretics, anabolic-androgenic steroids, among others( ). According to Rodgers, Chabrol, and Paxton( ), subjects diagnosed with eating disorders (EDs), such as anorexia nervosa and bulimia nervosa, use IEBs to reduce or maintain body weight. Evidence indicates low prevalence of IEB in the Brazilian population( , ). However, the prevalence of these behaviors can be pronounced in the teenage population( , ). More specifically, findings show that women are more likely to adopt IEB as a regular habit( , ).

Adolescence is the period comprised between 10 and 19 years of age, according to the World Health Organization( ). At this stage, young girls undergo numerous physical, sociological, and psychological changes( , ). For instance, some maturational events, such as menarche and peak height velocity, are considered remarkable characteristics of adolescence( ); moreover, evidence suggests increased body fat in females throughout adolescence( , ). Nevertheless, it is noteworthy that the morphological pattern socially promoted in Western culture is inversely proportional to what young girls demonstrate on this phase of life, because, if, on the one hand, the maturational process impacts the increase in body fat, on the other, the media conveys the message that the skinny body is the socially accepted standard( ). In this sense, it is likely that some adolescents feel pressured and adopt IEBs as an alternative measure to reduce body fat.

The scientific literature has shown some factors associated with IEB, such as: body dissatisfaction, socioeconomic status, and body mass index (BMI), among others( - ). However, a large portion of these studies used a cross-sectional design as an investigative method. According to some authors, cross-sectional studies, although important, do not allow causal interferences( ). This means that there is no way to assess the degree of intensity and the direction of the associations between the outcome of the study and the independent variables. It is noteworthy, still, that very few studies in the area of IEB used a longitudinal design( , , ); however, none was conducted with young Brazilians. Furthermore, we emphasize that few investigations have been concerned with controlling external variables that could influence the IEBs somehow. Thus, it is suggested that body dissatisfaction, socioeconomic status, and BMI be controlled in studies that use IEB as a variable-criterion( ). Given these arguments, the objective of this study was to evaluate the IEBs of female adolescents over a period of 1 year.

Therefore, some hypothesis were formulated based on previous studies( , ): 1) there is an increased prevalence of IEB indicating risk for EDs among adolescents in the course of a year; 2) the frequency of IEB increases over a year.

Method

The present investigation was a longitudinal, school-based study, conducted in 2012 in the municipality of Juiz de Fora, state of Minas Gerais, with female adolescents in the age range between 11-14 years.

According to information from the Department of Education of Juiz de Fora (www.pjf.mg.gov.br/se), the population of female adolescents in the age range of the study, enrolled in municipal schools in 2011, was of approximately 20,000 students. Thus, sample size calculation was performed with the following criteria, according to recommendations by Alves et al ): prevalence of 20% for IEB according to findings by Scherer et al ) and Martins et al ), 95% confidence, 5% sampling error, and 1.2 for design effect, totaling thus, 246 young girls composing a representative sample of the population in question.

The sample was stratified according to the proportional inclusion of schools in socio-geographic regions of the municipality of Juiz de Fora (north, south, and center) and the type of governmental involvement (public or private), and then, distributed in elementary schools. The selection occurred randomly through simple drawing, in two stages. First, the draw of schools was held in each region and then the draw of teens in these units. The schools were selected with the help provided by the statistics unit of the Department of Education of the state of Minas Gerais. The final sample of the survey was distributed in six different collection points (schools) and consisted of adolescents attending the school on the days of collection.

The study included only the girls who handed over the free informed consent signed by the parents or guardians and who were regularly enrolled in elementary school in the municipality of Juiz de Fora in 2012.

There were 368 female participants, and 78 were excluded for not completing the questionnaire in full or not participating in the anthropometric assessments in the three stages of the research or, for being absent in some stage of the research. In stage 1 (T1: first four months), 368 girls were assessed. In stage 2 (T2: second four-month period), there was a sample loss of 42 adolescents. Then, in stage 3 (T3: third quadrimester), 36 students were excluded.

The instruments used for the study were the Eating Attitudes Test (EAT-26), the Body Shape Questionnaire (BSQ), besides the Brazilian Economic Classification Criterion (BECC), and anthropometric measurements.

We used the EAT-26 to assess IEBs. It is a self-report tool with 26 items, with responses in Likert-like scale (0: never, almost never, or rarely, 1: sometimes, 2: many times, 3: always ), and the question number 25 presents reversed score. These questions are divided into three subscales, namely: 1) diet - related to the pathological refusal of foods with high calories and concern with physical appearance; 2) bulimia and preoccupation with food - refers to episodes of binge eating followed by purging behaviors for loss/control weight; and 3) oral self-control - reflects self-control in relation to food and evaluates environmental and social forces stimulating food intake. Scores equal to or greater than 21 indicate risk behavior for EDs. We used the version of the EAT-26 proposed for females( ). The authors performed the translation and back-translation of the instrument and obtained a Cronbach's alpha of 0.82, indicating its use for studies with similar samples. In order to prove the suitability of the instrument to this sample, we calculated the internal consistency of the EAT-26, obtaining a Cronbach's alpha value ranging from 0.83 to 0.89 in all stages of the research.

The BSQ is a self-report instrument consisting of 34 questions in the form of Likert scale of points, ranging from 1 - never, to 6 - always, seeking to evaluate the frequency of concern/ dissatisfaction that the young has with weight and physical appearance, i.e., body dissatisfaction. The higher the score, the greater the depreciation the assessed has with his or her body appearance. This questionnaire has been validated for the Brazilian adolescent population( ), showing good psychometric properties. For this sample, the internal consistency was calculated by Cronbach's alpha, obtaining a satisfactory value from 0.86 to 0.92 in all stages of the research. Considering that body dissatisfaction can influence IEB( , ), we chose to control the scores of the BSQ in the data analysis.

Socioeconomic status was obtained by applying the BECC, developed by the Brazilian Association of Research Companies( ). The BECC emphasizes its function of estimating the purchasing power of people and urban families, abandoning the pretension of classifying the population in terms of "social classes". This instrument assesses the amount of comfort items (car, refrigerator, television, etc.) purchased, and identifies the level of education of the household head. The higher the score, the higher the socioeconomic level. Because some studies demonstrate the influence of socioeconomic status on IEB( , ) and the present investigation includes participants with possible differences in socioeconomic status (public schools versus private schools), it was decided to enter the scores of the CCEB as a covariate in the statistical analyzes.

Anthropometric data were collected by the same evaluator, who was trained for this measurement. Body mass was measured with a portable digital scale (Tanita(r)) with 100g precision and maximum capacity of 200kg. We used a portable stadiometer with precision of 0.1cm and maximum height of 2.20m (Welmy(r)) to measure the height of adolescents, according to the methodology proposed by the International Society for Advancement for Kineanthropometry( ). We obtained BMI by calculating: BMI=body mass index (kg)/height (m²). By criterion of reliability, we decided to calculate the curve of BMI for age, following the procedures previously performed in another study( ), with the purpose to check whether the results would be the same. Thus, the results indicated no statistical differences in any of the stages of the investigation.

The directors of ten schools (five public and five private) were invited to participate in the study, being informed about the study objectives and procedures. However, only six (three from public and three from private institutions) agreed to participate, and, once we had the authorizations, meetings were held with each class in order to explain the objectives and procedures for inclusion of adolescents in the study. The term of free and informed consent was handed to the adolescents, and we asked them to return them signed by parents or guardians in the following week, in case of assent of their voluntary participation.

The research was divided into two moments. In the first one, the students completed the instruments (EAT-26, BSQ, and CCEB), and a qualitative questionnaire to identify demographic data (age). This stage was performed in group, by a single researcher, who standardized verbal explanations in an attempt to avoid intra-rater interference.

After the questionnaires were completed, the students were led into another room, dressed in the uniform for Physical Education classes and barefoot. In this second stage, anthropometric data were measured individually and only one student was allowed in the room at a time. These procedures were repeated three times throughout the year 2012, with a four-month interval between assessments (February - T1, June - T2, and October - T3).

This study was approved by the Research Ethics Committee of Universidade Federal de Juiz de Fora (protocol 2282.022.2011), according to the law n. 196/96 of the National Health Council.

In the statistical analysis, we used the Kolmogorov-Smirnov test to assess the distribution of the data. Due to the non-parametric violation, we used measures of central tendency (mean), dispersion (minimum, maximum, standard deviation, and error), and frequency to describe the research variables. We used de Student's t test to compare the scores of the EAT-26 in relation to governmental involvement (private and public) in the three stages of the research. We used Pearson's correlation to associate the EAT-26 scores with all the independent variables (age, weight, height, BMI, BSQ, and CCEB) in the three stages of investigation. We used Person's chi-square for a variable in order to compare the prevalence of IEB in relation to time (T1, T2, and T3). We conducted analysis of variance for repeated measures (ANOVA) to compare age, weight, height, and BMI in relation to time (T1, T2 and T3). The same analysis was applied to compare the scores of the EAT-26 for each of the stages of the research (T1, T2 and T3), using age, BSQ, BECC, and BMI as covariates. We used the Bonferroni post hoc test to identify statistical differences. All data were processed in the Statistical Package for the Social Sciences (SPSS) 17.0, and statistical significance was established at 5%.

Results

There were 290 female adolescent participants in total, whose means for age, weight, height, BMI, BSQ, and BECC are described in Table 1.

Table 1

Descriptive variables of the sociodemographic and anthropometric variables according to time (T1, T2 and T3). Juiz de Fora, 2012

In T1, there were 368 girls stratified according to age as follows: 95 with 11 years, 92 with 12 years, 89 with 13 years, and 92 with 14 years. In T2, there was a sample loss of 42 girls, and the remaining 326 were distributed according to age as follows: 86 with 11 years, 83 with 12 years, 72 with 13 years, and 85 with 14 years. Finally, it T3, there was a new loss of 36 students. Thus, the distribution of the 290 adolescents according to age was the following: 80 with 11 years, 72 with 12 years, 57 with 13 years, and 81 with 14 years.

Regarding minimum and maximum values of the anthropometric variables in relation to time, the results are presented in Table 2. Changes were demonstrated in the dispersions of these variables in the three moments (T1, T2, and T3).

Table 2

Minimum and maximum anthropometric variables in relation to time. Juiz de Fora, 2012

Regarding the comparisons of the EAT-26 scores in relation to governmental involvement, the findings indicated no statistically significant differences in T1 (F(1. 367)=3.24; t=1.6; p=0.023); T2 (F(1. 325)=2.95; t=1.41; p=0.27) and T3 (F(1. 289)=2.63; t=1.79; p=0.34).

The associations of the EAT-26 scores with the independent variables of the survey can be seen in Table 3. We highlight the significant associations found between the scores of the EAT-26 with BMI and the scores of BSQ and BECC in the three moments of the investigation.

Table 3

Associations between the Eating Attitudes Test scores and the independent variables in the three stages of the research. Juiz de Fora, 2012

The prevalences of the EAT-26 classifications according to the moment (T1, T2 and T3) are described in Table 4. There are differences in the classification "EAT≥21" between T1 and T2 (χ²=13.41; p=0.01) and T1 and T3 (χ²=17.33; p=0.01).

Table 4

Distribution of the prevalence of the Eating Attitudes Test ratings and description of test scores (mean and standard deviation) according to time. Juiz de Fora, 2012

Regarding the comparison of the scores of the EAT-26 and BMI according to T1, T2 and T3, we identified important results (Table 4): 1) It was proved that, in T1, girls demonstrated higher frequency of IEB when compared to T2 (p=0.001) and T3 (p=0.001); 2) the findings indicated a greater value for BMI in T3 in relation to T1 (p=0.04). The other comparisons due to the stage of the investigation did not show statistically significant differences. It is noteworthy, however, that the ANOVA for repeated measures indicated that BMI, BSQ, and BECC were related to the EAT-26 scores. In contrast, age showed no collinearity with the IEBs.

Discussion

The present study aimed to evaluate IEBs of female adolescents throughout a year. The findings, in general, showed a reduction in the frequency and prevalence of IEB in the course of a year. It should be noted that the choice of investigating adolescents in the age range of 11-14 years was due to the fact that the scientific literature mentions this phase as the most susceptible to the triggering of EDs( , , ).

Regarding the prevalence of IEB, the findings of the present investigation point statistically significant differences in the period of a year. Contrary to what the scientific literature has shown( , ), there was a reduction in the prevalence of IEB from T1 to T2. Similarly, we found a lower prevalence of IEB in T3 compared to T1. These results indicate that girls showed reduced risk for EDs through the year 2012. Two possibilities can explain these findings: 1) the adolescents omitted the real answers on the EAT-26 in T2 and T3; or 2) the advancement of female adolescence can be considered a protective factor against the IEB. In other words, adolescents, after T1, for having acquired knowledge about what the EAT-26 seeks to evaluate, may have omitted their eating problems in stages T2 and T3. On the other hand, there is the possibility of younger girls having increased risks for IEB. In this sense, the progression of puberty could reduce the prevalence of female adolescents who adopt IEB as a daily habit. Evidence has pointed younger girls as being more prone to IEB( , ). It should be noted, however, that females during adolescence have a close relation with the increase in body fat, a morphological aspect that is depreciated in Western culture( ). Therefore, young girls see IEBs as a method for rapid reduction of body fat.

Regarding the comparison of the EAT-26 scores in the stages of the research, the findings showed differences. Adolescents showed higher frequency of IEB in T1 when compared to T2 and T3. The results indicate that, when the girls were younger, they presented higher risks for EDs. Accordingly, 8 months were sufficient to reduce the frequencies of IEB. Some factors to explain these findings should be highlighted. For instance, some authors argue that younger adolescents often feel more pressure to reduce body weight( ), which makes them more susceptible to the adoption of IEBs. It is noted, however, that the ANOVA for repeated measures showed no collinearity of the age with the EAT-26 scores, indicating that age factor did not explain the variance of the IEBs in this sample. Nevertheless, it has been shown that it is not chronological age that leaves young females more or less susceptible to IEBs, but the biological age( ). These authors found that the younger girls are biologically more vulnerable to IEB. Considering that, in a year, it is possible that the biological age of these teens has advanced, then, the results of this research can be explained.

Although there have been no differences for age, weight, and height, the results showed an increase in mean BMI when T1 and T3 were compared. Other findings corroborate this trend( , ). The increase in BMI that may occur during adolescence is due to the influence of body weight increase which, in turn, is more related to the increase in body fat in girls( ). Mirwald et al ) point out that body fat during puberty in girls is increased by factors such as menarche and hormonal preparation to reproduce the species.

As for comparisons of the EAT-26 scores in relation to administrative involvement (public or private), there was no difference in any of the three stages of the research. However, Dunker et al ) point out that the IEB are more common in adolescents with high socioeconomic status. Therefore, we expected to identify higher EAT-26 scores in adolescents attending private schools. Perhaps the governmental involvement in which the adolescents are inserted is not an indicator of socioeconomic status. It is possible that low-income adolescents have scholarships in private institutions, and therefore, have exemption from enrollment and tuition. Likewise, it is possible that adolescents from high socioeconomic levels are enrolled in public schools, which explain the similarity between IEB among adolescents from private and public institutions in this investigation.

As for associations, the results showed the IEB relationship with body dissatisfaction, socioeconomic status, and BMI in the three stages of the research. It is noteworthy that the associations between IEBs and body dissatisfaction showed greater magnitude. Other findings corroborate these data( , , , , ). In fact, body dissatisfaction has a close relationship with IEB in female adolescents( , ), and an association with socioeconomic status was also demonstrated( , ), being more common in young people belonging to the higher strata of society( ). Finally, studies have shown that BMI also usually shows association with IEB( , ). Gondoli et al ) argue that high BMI values are associated with higher frequencies of IEB. Although the findings have indicated association of IEB with BMI in the three stages of the study, weight and height were not associated with IEB in female adolescents. Similarly, there was no association between IEB and age. According to Fortes and Ferreira( ), the fact that young girls do not care about height, this anthropometric characteristic is little related to the IEB. These authors also point out that chronological age alone affects the IEB in males, which, somehow, explains the results of this research. However, due to the results of other studies( , ), we expected to find association of IEBs with body weight, which in fact, did not happen.

The present study showed interesting and unpublished results, but it has limitations. One of them was the use of self-reported measures. Researchers point out that young people may not answer truthfully to the questionnaires( , ). However, Fortes and Ferreira( ) and Schubert et al ) emphasize that, in studies with larger samples, self-administered instruments may be considered the gold standard for presenting easy application and low operational cost. Moreover, it is noteworthy that the sample loss during the 8 months of research can also be considered another limitation. It is emphasized, above all, that such losses were caused because of absences of students in T2 (37 adolescents) and T3 (25 adolescents), incomplete anthropometric data (T2=2 and T3=8 young), or questionnaires delivered with incomplete answers in these stages of the research (T2=3 and T3=3 school). It is also recognized that these facts may have biased the findings of this study. However, because of the considerably large final sample size (greater than needed for the representative population), it is believed that this loss of participants has reduced the information bias that could influence the results. Finally, it is estimated that this is the first study conducted in Brazil comparing IEBs over time in adolescent females.

The results showed that both the prevalence and the scores of IEBs in female adolescents declined in the course of a year. We recommend further investigations with longitudinal characteristics related to affective and behavioral variables among adolescents in both sexes. These researches would enable the progression of scientific knowledge in this area, as well as the routine of appropriate interventions, in order to reduce the prevalence of IEBs in this public.

Introdução

Os comportamentos alimentares inadequados (CAI) são considerados condutas deletérias à saúde( , ). São exemplos de CAI: autoindução de vômitos, restrição alimentar por longos períodos, uso de laxantes, diuréticos e esteroides anabólicos androgênicos, entre outros( ). Segundo Rodgers, Chabrol e Paxton( ), sujeitos diagnosticados com transtornos alimentares, como a anorexia e a bulimia nervosa, utilizam os CAI para reduzir ou manter o peso corporal. Evidências indicam baixa prevalência de CAI na população brasileira( , ). No entanto, a prevalência desses comportamentos pode ser grande no público adolescente( , ). O sexo feminino é mais suscetível a adotar os CAI como hábitos corriqueiros( , ).

A adolescência, segundo a Organização Mundial de Saúde( ), é compreendida dos dez aos 19 anos de idade. Nessa etapa, a jovem passa por inúmeras alterações nas esferas física, sociológica e psicológica( , ). Por exemplo, alguns eventos maturacionais, como a menarca e o pico de velocidade de crescimento estatural, são considerados características marcantes da adolescência( ). Ademais, há aumento da gordura corporal no sexo feminino ao longo da adolescência( , ). Todavia, cabe ressaltar que o padrão morfológico socialmente preconizado na cultura ocidental é inversamente proporcional ao que as jovens meninas demonstram nessa fase da vida, pois se, por um lado, o processo maturacional impacta no aumento da gordura corporal, por outro, a mídia transmite a mensagem de que o corpo magro é o padrão socialmente aceito( ). Neste sentido, é provável que algumas adolescentes sintam-se pressionadas e adotem os CAI como medida alternativa para reduzir a gordura corporal.

A literatura científica tem demonstrado alguns fatores associados aos CAI, tais como: insatisfação corporal, nível socioeconômico e índice de massa corpórea (IMC), entre outros( - ). No entanto, grande parcela dessas pesquisas utilizou como método investigativo o delineamento transversal. De acordo com alguns autores, embora os estudos transversais sejam considerados importantes, não permitem inferências de causalidade( ). Isso significa que não se tem como avaliar o grau de intensidade e a direção das associações encontradas entre o desfecho do estudo e as variáveis independentes. Ressalta-se, ainda, que raríssimos estudos na área dos CAI utilizaram o delineamento longitudinal( , , ); todavia, nenhum foi realizado com jovens brasileiros. Ademais, salienta-se que poucas investigações preocuparam-se em controlar variáveis externas que pudessem influenciar de alguma forma os CAI. Sugere-se que a insatisfação corporal, o nível socioeconômico e o IMC sejam controlados em pesquisas que utilizam os CAI como variável-critério( ). Diante desses argumentos, o objetivo do presente estudo foi avaliar os CAI de adolescentes do sexo feminino ao longo de um ano.

Por conseguinte, formularam-se algumas hipóteses baseadas em estudos anteriores( , ): 1) existe aumento da prevalência de CAI que indique risco para os transtornos alimentares entre as adolescentes no decorrer de um ano; 2) a frequência de utilização dos CAI aumenta ao longo de um ano.

Método

Estudo longitudinal, de base escolar, realizado em 2012 na cidade de Juiz de Fora, Minas Gerais, com adolescentes do sexo feminino na faixa etária de 11 a 14 anos.

Segundo informações da Secretaria de Educação de Juiz de Fora (www.pjf.mg.gov.br/se), a população de adolescentes do sexo feminino de 11 a 14 anos, matriculada nas escolas do município em 2011, era de aproximadamente 20 mil alunas. Deste modo, realizou-se cálculo amostral com os seguintes critérios, seguindo-se as recomendações de Alves et al ): prevalência de 20% para CAI segundo achados de Scherer et al ) e Martins et al ), 95% de confiança, 5% de erro amostral e 1,2 para efeito de desenho, totalizando, assim, 246 jovens para compor a amostra representativa da população em questão.

A amostra proporcional foi estratificada segundo a inserção das escolas nas regiões sociogeográficas do município de Juiz de Fora (norte, sul e centro) e o tipo de vinculação administrativa (pública e privada) e, em seguida, distribuída no ensino fundamental. A seleção ocorreu aleatoriamente, por meio de sorteio simples, em duas etapas. Realizou-se, primeiro, o sorteio das escolas em cada região e, posteriormente, o sorteio das adolescentes nessas unidades. As escolas foram selecionadas valendo-se da relação fornecida pelo setor de estatística da Secretaria de Educação do Estado de Minas Gerais. A amostra final da pesquisa foi distribuída em seis pontos diferentes de coleta (escolas) e constituída por adolescentes presentes nas escolas nos dias da coleta.

Foram incluídas na pesquisa somente as jovens que apresentassem o termo de consentimento livre e esclarecido assinado pelo responsável e que estivessem regularmente matriculadas no ensino fundamental na cidade de Juiz de Fora em 2012.

Participaram do estudo 368 meninas, sendo que 78 foram excluídas por não responderem aos questionários em sua totalidade ou por não participarem das avaliações antropométricas nos três momentos da pesquisa ou, ainda, por estarem ausentes em alguns momentos da investigação. No momento 1 (T1: primeiro quadrimestre), avaliaram-se 368 meninas. Para o momento 2 (T2: segundo quadrimestre), teve-se perda amostral de 42 jovens. Por fim, no momento 3 (T3: terceiro quadrimestre), excluíram-se 36 alunas.

Os instrumentos empregados para o estudo foram o Eating Attitudes Test (EAT-26), o Body Shape Questionnaire (BSQ), além do Critério de Classificação Econômica Brasil (CCEB) e a avaliação antropométrica.

O EAT-26 é uma ferramenta de autopreenchimento contendo 26 itens, com respostas em escala do tipo Likert (0: nunca, quase nunca ou poucas vezes; 1: às vezes; 2: muitas vezes; 3: sempre), sendo que a pergunta de número 25 apresenta escore invertido. Essas questões estão distribuídas em três subescalas, a saber: 1) dieta - diz respeito à recusa patológica a alimentos com alto teor calórico e à preocupação com aparência física; 2) bulimia e preocupação com os alimentos - refere-se a episódios de compulsão alimentar, seguido por comportamentos purgativos para perda/controle de peso corporal; e 3) autocontrole oral - reflete o autocontrole em relação à comida e avalia forças ambientais e sociais estimulantes da ingestão alimentar. Escores iguais ou maiores que 21 indicam comportamento de risco para o desencadeamento de transtornos alimentares. Utilizou-se a versão do EAT-26 proposta para o sexo feminino( ). Os autores realizaram a tradução e retrotradução do instrumento e obtiveram um alfa de Cronbach de 0,82, indicando sua utilização para estudos com amostras semelhantes. Para fins de comprovação da adequação do instrumento na presente amostra, calculou-se a consistência interna do EAT-26, obtendo-se valor de alfa de Cronbach variando de 0,83 a 0,89 em todas as etapas da investigação.

O BSQ é um instrumento de autopreenchimento composto por 34 perguntas no formato de escala do tipo Likert, de pontos, variando de 1 (nunca) até 6 (sempre), que busca avaliar a frequência de preocupação/descontentamento que o jovem possui com o peso e a aparência física, ou seja, sua insatisfação corporal. Quanto maior o escore, maior é a depreciação que o avaliado tem com sua aparência corporal. Esse questionário foi validado para a população adolescente brasileira( ), mostrando boas propriedades psicométricas. Para a presente amostra, calculou-se a consistência interna pelo alfa de Cronbach, obtendo-se valor satisfatório de 0,86 a 0,92 em todos os momentos da pesquisa. Considerando que a insatisfação corporal pode influenciar os CAI( , ), optou-se por controlar os escores do BSQ na análise dos dados.

O nível socioeconômico foi obtido mediante aplicação do CCEB, desenvolvido pela Associação Brasileira de Empresas de Pesquisa( ). O CCEB enfatiza sua função de estimar o poder de compra das pessoas e famílias urbanas, abandonando a pretensão de classificar a população em termos de "classes sociais". Esse instrumento avalia a quantidade de itens de conforto (automóvel, geladeira, televisão etc.) adquiridos, além de identificar o grau de instrução do chefe de família. Quanto maior o escore, maior é o nível socioeconômico.

Em razão de algumas pesquisas demonstrarem a influência do nível socioeconômico sobre os CAI( , ) e a presente investigação contar com participantes com prováveis diferenças de nível socioeconômico (escolas públicas versus privadas), optou-se por inserir as pontuações do CCEB como covariável na análise estatística.

Coletaram-se os dados antropométricos sempre pelo mesmo avaliador, treinado para essa aferição. Mensurouse a massa corporal com balança digital portátil (Tanita(r)) com precisão de 100g e capacidade máxima de 200kg. Utilizou-se estadiômetro portátil com precisão de 0,1cm e altura máxima de 2,20m (Welmy(r)) para aferir a estatura das adolescentes, de acordo com a metodologia proposta pela Internacional Society for Advancement for Kineanthropometry ). Obteve-se o IMC pelo cálculo: IMC=massa corporal (kg)/ estatura (m²). Por critério de confiabilidade, decidiu-se proceder ao cálculo da curva do IMC por idade, seguindo-se os procedimentos já realizados em outro estudo( ), com o propósito de averiguar se os resultados seriam os mesmos. Os resultados não indicaram diferenças estatísticas em nenhuma das etapas da investigação.

Os diretores de dez escolas (cinco privadas e cinco públicas) foram convidados a participar da pesquisa, sendo informados sobre objetivos e procedimentos do estudo. No entanto, somente seis destes (três privadas e três públicas) concordaram com a participação e, em posse da autorização, foram realizadas reuniões com cada uma das turmas a fim de explicar os objetivos e procedimentos necessários para inclusão das adolescentes no estudo. Entregou-se o termo de consentimento livre e esclarecido às adolescentes, pedindo-lhes que devolvessem devidamente assinado pelos responsáveis na semana seguinte, em caso de assentimento de sua participação voluntária.

A pesquisa foi dividida em dois momentos. No primeiro, as alunas responderam aos instrumentos (EAT-26, BSQ e CCEB), acrescidos de um questionário qualitativo para identificação de dados demográficos (idade). Essa etapa foi realizada em grupo, por um único pesquisador, que padronizou as explicações verbais, na tentativa de evitar interferências intra-avaliadores.

Após os questionários terem sido preenchidos, as alunas foram conduzidas para outra sala, trajando uniforme para a aula de Educação Física e descalças. Neste segundo momento, foram mensurados dados antropométricos individualmente, não sendo permitida a entrada de mais de uma aluna ao mesmo tempo. Esses procedimentos foram repetidos por três vezes ao longo do ano de 2012, com intervalo de quatro meses entre as avaliações (fevereiro - T1, junho - T2 e outubro - T3).

O projeto deste estudo obteve aprovação do Comitê de Ética e Pesquisa em Seres Humanos da Universidade Federal de Juiz de Fora, de acordo com a lei 196/96 do Conselho Nacional de Saúde.

Na análise estatística, utilizou-se o teste Kolmogorov-Smirnov para avaliar a distribuição dos dados. Em razão da não violação paramétrica, utilizaram-se medidas de tendência central (média), dispersão (mínimo, máximo, desvio e erro padrão) e frequência para descrever as variáveis da pesquisa. Aplicou-se o teste t de Student independente para comparar os escores do EAT-26 em função da vinculação administrativa (privada e pública) nos três momentos da pesquisa. Utilizou-se a correlação de Pearson para associar os escores do EAT-26 com todas as variáveis independentes (idade, peso, estatura, IMC, BSQ e CCEB) nas três etapas da investigação. Utilizou-se o teste do qui-quadrado de Person para uma variável a fim de comparar a prevalência de CAI em função do tempo (T1, T2 e T3). Conduziu-se análise de variância de medidas repetidas (ANOVA para medidas repetidas) para comparar idade, peso, estatura e IMC em razão do tempo (T1, T2 e T3). Essa mesma análise foi aplicada para comparar os escores do EAT-26 em função das etapas da investigação (T1, T2 e T3), utilizando-se a idade, o BSQ, o CCEB e o IMC como covariáveis. Empregou-se o teste post hoc de Bonferroni para identificar diferenças estatísticas. Todos os dados foram tratados no software Statistical Package for the Social Sciences (SPSS) 17.0, adotando-se nível de significância de 5%.

Resultados

Ao todo, participaram dos três momentos da investigação 290 adolescentes do sexo feminino, cujas médias para idade, peso, estatura, IMC, escores do BSQ e do CCEB estão descritas na Tabela 1.

Tabela 1

Dados descritivos das variáveis sociodemográficas e antropométricas de acordo com o tempo. Juiz de Fora, 2012

Em T1, havia 368 jovens estratificadas segundo idade da seguinte maneira: 95 com 11 anos, 92 com 12 anos, 89 com 13 anos e 92 com 14 anos. Em T2, ocorreu perda amostral de 42 jovens, sendo as 326 remanescentes distribuídas em função da idade da seguinte forma: 86 com 11 anos, 83 com 12 anos, 72 com 13 anos e 85 com 14 anos. Por fim, em T3, ocorreu uma nova perda amostral de 36 escolares. Sendo assim, a distribuição das 290 adolescentes de acordo com a idade foi a seguinte: 80 com 11 anos, 72 com 12 anos, 57 com 13 anos e 81 com 14 anos.

Quanto aos valores mínimo e máximo das variáveis antropométricas em função do tempo, os resultados estão apresentados na Tabela 2. Evidenciaram-se alterações nas dispersões dessas variáveis em todos os momentos (T1, T2 e T3).

Tabela 2

Valores mínimo e máximo das variáveis antropométricas em função do tempo. Juiz de Fora, 2012

Quanto às comparações dos escores do EAT-26 em função da vinculação administrativa, os achados não indicaram diferenças estatisticamente significativas em T1 (F(1, 367)=3,24; t=1,6; p=0,023); T2 (F(1, 325)=2,95; t=1,41; p=0,27) e T3 (F(1, 289)=2,63; t=1,79; p=0,34).

As associações dos escores do EAT-26 com as variáveis independentes da pesquisa podem ser visualizadas na Tabela 3. Destacam-se as associações significantes encontradas entre os escores do EAT-26 com o IMC e os escores do BSQ e do CCEB nos três momentos da investigação.

Tabela 3

Associações entre os escores do Eating Attitudes Test e as variáveis independentes nas três etapas da pesquisa. Juiz de Fora, 2012

As prevalências das classificações do EAT-26 de acordo com o momento (T1, T2 e T3) estão descritas na Tabela 4. Encontraram-se diferenças na classificação "EAT≥21" entre T1 e T2 (χ²=13,41; p=0,01) e T1 e T3 (χ²=17,33; p=0,01).

Tabela 4

Distribuição da prevalência das classificações do Eating Attitudes Test e descrição dos escores do teste de acordo com o momento. Juiz de Fora, 2012

A respeito da comparação dos escores do EAT-26 e IMC segundo T1, T2 e T3, identificaram-se resultados que merecem destaque (Tabela 4). Evidenciou-se que, em T1, as meninas demonstraram maior frequência de CAI quando comparadas a T2 (p=0,001) e T3 (p=0,001). Os achados indicaram maior valor do IMC em T3 em relação a T1 (p=0,04). As demais comparações não apontaram diferenças estatisticamente significativas. Vale ressaltar, no entanto, que a ANOVA para medidas repetidas indicou que o IMC, o BSQ e o CCEB relacionaram-se aos escores do EAT-26. Em contrapartida, a idade não demonstrou colinearidade com os CAI.

Discussão

O presente estudo teve como objetivo avaliar os CAI de adolescentes do sexo feminino ao longo de um ano. Os achados, de maneira geral, indicaram redução da frequência de CAI no decorrer de um ano. Cabe salientar que a escolha de investigar adolescentes de 11 a 14 anos ocorreu devido ao fato de a literatura científica apontar essa fase como a mais suscetível ao desencadeamento de transtornos alimentares( , , ).

Quanto à prevalência de CAI, os achados da presente investigação apontaram diferenças estatisticamente significativas no decorrer de um ano. Ao contrário do que a literatura científica tem demonstrado( , ), evidenciou-se redução da prevalência de CAI de T1 para T2. Do mesmo modo, encontrou-se menor prevalência de CAI em T3 em relação a T1. Esses resultados indicam que meninas demonstraram diminuição dos riscos para os transtornos alimentares ao longo do ano de 2012. Dois caminhos podem explicar esses achados: 1) as jovens omitiram as verdadeiras respostas no EAT-26 em T2 e T3; ou 2) o avanço da adolescência feminina pode ser considerado fator protetor contra os CAI. Em outras palavras, as adolescentes, após T1, por terem adquirido conhecimento a respeito do que o EAT-26 busca avaliar, podem ter omitido os seus problemas alimentares nos momentos T2 e T3 da investigação. Por outro lado, existe a possibilidade de as meninas mais jovens de fato contarem com risco aumentado para os CAI. Nesse sentido, o avanço da puberdade poderia reduzir a prevalência de adolescentes do sexo feminino que adotam os CAI como hábito cotidiano. Evidências têm apontado as meninas mais novas em idade como mais propensas para os CAI( , ). Cabe salientar, no entanto, que no sexo feminino, durante a adolescência, há aumento da gordura corporal, aspecto morfológico depreciado na cultura ocidental( ). Logo, as jovens podem buscar nos CAI um método para a rápida redução de gordura corporal.

Quanto à comparação dos escores do EAT-26 em razão das etapas da pesquisa, os achados evidenciaram diferenças. As adolescentes demonstraram maior frequência de CAI em T1, quando comparado a T2 e T3. Nesse sentido, oito meses foram suficientes para reduzir as frequências de CAI. Alguns fatores para explicar esses achados devem ser ressaltados. Por exemplo, alguns autores argumentam que as adolescentes mais novas costumam se sentir mais pressionadas a reduzir o peso corporal( ), o que as torna mais suscetíveis à adoção dos CAI. Salienta-se, todavia, que os achados da ANOVA de medidas repetidas não demonstraram colinearidade da variável idade com os escores do EAT-26, indicando-se que o fator idade não explicou a variância dos CAI nesta amostra. Não obstante, demonstrou-se que não é a idade cronológica que deixa as jovens do sexo feminino mais ou menos suscetíveis aos CAI, mas sim a idade biológica( ). Ou seja, as meninas biologicamente mais jovens estão mais vulneráveis aos CAI. Considerando-se que, em um ano, é possível que a idade biológica destas adolescentes tenha avançado, logo os resultados da presente investigação podem ser explicados.

Embora não tenham sido evidenciadas diferenças para idade, peso e estatura, os resultados demonstraram aumento nas médias de IMC quando T1 e T3 foram comparados. Outros achados corroboram essa tendência( , ). O IMC pode se elevar no decorrer da adolescência por influência do aumento do peso corporal, que, por sua vez, relaciona-se mais ao aumento da gordura corporal em meninas( ). Mirwald et al ) salientam que a gordura corporal durante o período pubertário é aumentada em meninas por fatores como a chegada da menarca e a preparação hormonal para reproduzir a espécie.

Quanto às comparações dos escores do EAT-26 em função da vinculação administrativa (privada ou pública), não se evidenciaram diferenças em nenhum dos três momentos da pesquisa. Contudo, Dunker et al ) ressaltam que os CAI são mais comuns em adolescentes com maior nível econômico. Logo, esperava-se identificar maiores escores do EAT-26 no grupo de escolas privadas. Talvez, a vinculação administrativa na qual as adolescentes estejam inseridas não seja um indicador de nível econômico. É possível que jovens de baixo nível econômico sejam bolsistas em instituições privadas e, portanto, tenham isenção de matrículas e mensalidades. Do mesmo modo, é possível que adolescentes pertencentes a elevados níveis econômicos estejam matriculadas em escolas públicas, o que justifica a similaridade de CAI entre jovens de instituições privadas e públicas encontrada nesta investigação.

Quanto às associações, os resultados apontaram relação dos CAI com a insatisfação corporal, o nível econômico e o IMC nas três etapas da pesquisa. Destaca-se que as associações entre os CAI e a insatisfação corporal apresentaram maior magnitude. Outros achados corroboram esses dados( , , , , ). De fato, a insatisfação corporal possui estreita relação com os CAI em adolescentes do sexo feminino( , ), também tendo sido demonstrada associação com o nível econômico( , ), sendo mais comuns em jovens pertencentes aos estratos mais altos da sociedade( ). Por fim, estudos têm indicado que o IMC também costuma demonstrar associação com os CAI( , ). Gondoli et al ) argumentam que elevados valores de IMC associam-se a elevadas frequências de CAI. Embora os achados tenham indicado associação dos CAI com o IMC nas três etapas do estudo, o peso e a estatura não se associaram aos CAI em adolescentes do sexo feminino. Do mesmo modo, também não se identificou associação entre os CAI e a idade. De acordo com Fortes e Ferreira( ), pelo fato de jovens meninas não se preocuparem com a estatura, essa característica antropométrica é pouco relacionada aos CAI. Esses mesmos autores salientam que a idade cronológica somente afeta os CAI no sexo masculino, o que, de certa forma, explica os resultados desta pesquisa. No entanto, em razão dos resultados de outros estudos( , ), esperava-se encontrar associação dos CAI com o peso corporal, o que, de fato, não se evidenciou.

A presente pesquisa evidenciou resultados interessantes e inéditos, porém apresenta limitações. Uma delas foi utilizar medida autorreportada. Pesquisadores ressaltam que jovens podem não responder com fidedignidade aos questionários( , ). Entretanto, Fortes e Ferreira( ) e Schubert et al ) salientam que, em pesquisas com grandes amostras, os instrumentos autopreenchíveis podem ser considerados padrão-ouro por apresentarem fácil aplicabilidade e baixo custo operacional. Cabe ressaltar que a perda amostral ao

longo dos oito meses de investigação também deve ser considerada outra limitação. Salienta-se que tais perdas foram ocasionadas em razão das ausências de escolares em T2 (37 adolescentes) e T3 (25 adolescentes), de dados antropométricos incompletos (T2=2 e T3=8 jovens) ou de questionários entregues com respostas incompletas nessas etapas da pesquisa (T2=3 e T3=3 escolares). Reconhece-se, ainda, que esses fatos podem ter enviesado os achados do presente estudo. Todavia, em virtude de o tamanho amostral final ser consideravelmente grande (maior do que o necessário para a representatividade populacional), acredita-se que essa perda de participantes não tenha se associado a viés de informação que poderia influenciar os resultados. Por fim, estima-se que este seja o primeiro estudo a ser realizado no Brasil comparando os CAI no decorrer do tempo em adolescentes do sexo feminino.

Os resultados da investigação permitiram concluir que tanto a prevalência quanto os escores de CAI de adolescentes do sexo feminino reduziram-se no decorrer de um ano. Incentiva-se o planejamento de investigações com características longitudinais a respeito de variáveis afetivas e comportamentais em adolescentes brasileiros de ambos os sexos. Tais pesquisas possibilitariam o avanço do conhecimento científico nesta área, assim como o estudo de intervenções mais apropriadas, a fim de diminuir a prevalência de CAI nesse público.