Las pruebas de preferencia en alimentos son más complejas de lo imaginado

Ofelia Angulo ¹ y Michael O'Mahony ²

¹ Ingeniera Bioquímica en Alimentos, Instituto Tecnológico de Culiacán, México.MSc. en Alimentos y Nutrición, Universidad de Purdue, EEUU. Doctora en Ciencias de los Alimentos, Universidad de París, Francia. Profesora, Instituto Tecnológico de Veracruz. México. Dirección: Unidad de Investigación y Desarrollo en Alimentos, Instituto Tecnológico de Veracruz, Veracruz, México. e-mail: oangulo@itver.edu.mx 

² Psicólogo y Químico, Universidad de Bristol (UB), Reino Unido. Doctor en Psicología y Química, UB, Reino Unido. Profesor, Departmento de Ciencias de los Alimentos y Tecnología, Universidad de California en Davis, EEUU. e-mail: maomahony@ucdavis.edu 

RESUMEN

Las pruebas de preferencia son ampliamente utilizadas en el lanzamiento de nuevos productos y en estudios de mercado en la industria alimenticia. Tradicionalmente se aplican a productos diferentes. Sin embargo, la magnitud de la diferencia entre los productos no siempre se evalua con anticipación a las pruebas de preferencia. Las pruebas de diferencia, a través del modelo de Thurstone, permiten estimar el grado de diferencia entre dos productos. Así, resulta interesante conocer las similitudes entre las pruebas de preferencias y las pruebas de diferencia a fín de tomar ventaja de los avances que existen en estas últimas para mejorar la utilización y aplicación de las pruebas de preferencia.

Food preference tests are more complex than it is thought

SUMMARY

Preference tests are widely employed for launching new products and in market studies in the food industry. Traditionally, they are applied to different products. However, the magnitude of the difference among products is not always evaluated before the preference tests are carried out. Difference tests using Thurstone model allow the estimation of the degree of difference between two products. Thus, it is of interest to know the similarities between preference tests and difference tests, so as to take advantage of the advances taking place in the latter and improve the use and application of preference tests.

RESUMO

As provas de preferência são amplamente utilizadas no lançamento de novos produtos e em estudos de mercado na indústria alimentícia. Tradicionalmente se aplicam a produtos diferentes. No entanto, a magnitude da diferença entre os produtos não sempre se avalia com antecipação às provas de preferência. As provas de diferença, através do modelo de Thurstone, permitem estimar o grau de diferença entre dois produtos. Assim, resulta interessante conhecer as similitudes entre as provas de preferências e as provas de diferença a fím de tomar ventagem dos avanços que existem nestas últimas para melhorar a utilização e aplicação das provas de preferência.

PALABRAS CLAVE: Evaluación Sensorial / Placebo / Pruebas de Diferencia / Pruebas de Preferencia / Thurstone /

Recibido: 13/05/2008. Modificado: 20/02/2009. Aceptado: 25/02/2009.

Las empresas de alimentos frequentemente requieren predecir si sus productos serán comprados por los consumidores. Esta predicción constituye una de las mediciones más relevantes para el éxito de la compañía. No tiene sentido establecer toda una infraestructura para la producción de alimentos que los consumidores no comprarían. Existen diversas metodologías para hacer estas predicciones, siendo la prueba de preferencia por pares considerada normalmente como la más sencilla; sin embargo, trabajos recientes han demostrado que no es tan sencilla. La mayoría de los consumidores reporta falsas preferencias. Al evaluar la preferencia entre dos productos, muchos consumidores indican preferir un producto por sobre otro, aún cuando los productos son idénticos (fueron tomados del mismo lote). Este comportamiento indica que los consumidores emiten su juicio de preferencia en base al tipo de pregunta y no en base a los productos degustados. Es así que los consumidores tienden a reportar preferencias hacia productos que prácticamente no prefieren. Las compañías de alimentos registran preferencias que no existen. En esta revisión se analiza la evidencia de la existencia de estas falsas preferencias y presenta el uso de pares ‘placebo’ para resolver el problema. Además, se analiza las ventajas y desventajas en el uso de la escala hedónica para estimar preferencias y, finalmente, se hace un análisis de la importancia de diseñar métodos que reporten preferencias reales que permitan a la industria de alimentos tomar decisiones exitosas.

El propósito de las pruebas de diferencia es determinar, con un panel o con grupos de paneles, la magnitud de la diferencia percibida entre dos estímulos confundibles. Las formas para estimar la magnitud de la diferencia percibida son diversas. Una de ellas es d' (d prima), derivada de la teoría de detección de señales y del modelaje thurstoniano (Thurstone, 1927a, b; Green y Swets, 1966; MacMillan y Creelman, 2005). La aplicación de este parámetro en evaluación sensorial ha sido documentada (O’Mahony et al., 1994; Lee y O’Mahony, 2004). Es una medición de la diferencia entre dos estímulos confundibles en unidades (desviaciones estandares) de la variabilidad percibida en un estímulo a la vez. Además, es una medición básica o fundamental, pues el resultado es el mismo independientemente del método utilizado (e.g. duo-trío, triangular, 2-AFC, 3-AFC, tetradas, etc). Finalmente, d' es lo que el ingeniero llamaría la relación señal-ruido.

Otra forma, más sencilla, de representar la magnitud de la diferencia entre estímulos confundibles es el índice R de John Brown (Brown, 1974; O’Mahony, 1992, 2007; Delwiche, 2007). El índice R expresa la magnitud de la diferencia en términos de probabilidad; es la probabilidad de que un juez o un grupo de jueces discriminen exitosamente dos estímulos en pruebas de comparación por pares (2-AFC). La probabilidad se estima a partir de datos de identificación de estímulos o de pruebas de ordenación. Aun cuando no se considera una medida básica o fundamental (el resultado varía ligeramente en función de la metodología utilizada) es ampliamente utilizado y puede ser empleado en lugar de las pruebas hedónicas y en alineación de conceptos. Además de la determinación de la magnitud de la diferencia percibida entre dos estímulos, la prueba sensorial también incluye la determinación de si el juez o el grupo de jueces realmente percibe la diferencia entre los dos estímulos (la diferencia es significativa) o si los jueces responden al azar. Para evaluar ésto, las pruebas de diferencia se repiten y se evalúa el desempeño del juez. Si el desempeño del juez es muy bueno de tal manera que la probabilidad de respuesta al azar es muy pequeña se concluye que el juez puede discriminar entre los estímulos y que no responde al azar. Se dice entonces que el desempeño del juez fue por encima del aleatorio. Tradicionalmente, la estadística binomial se utiliza para evaluar estos datos y el desempeño del juez por encima del aleatorio se considera significativo.

Otra razón para utilizar la opción de No preferencia en las pruebas de preferencia es que genera información que facilita la interpretación de los resultados finales del estudio. Por ejemplo, en una prueba de preferencia sin la opción de No Preferencia en donde la mitad de los consumidores elige el producto A y la otra mitad elige el producto B no es fácil interpretar el resultado. Una interpretación puede ser que los consumidores no presentan preferencia por ninguno de los productos y aleatoriamente eligen uno y el otro producto. Pero también es posible que la mitad de los consumidores prefiera el producto A y la otra mitad prefiera el producto B. Es fácil comprender que la empresa actuaría de forma muy diferente en una y otra de las interpretaciones arriba expuestas. La inclusion de la opción de No preferencia permite resolver este problema.

Al considerar las pruebas de diferencia es posible encontrar una analogía con las pruebas de preferencia desde el punto de vista estadístico. Para indicar la significación estadística en el desempeño de un juez; es decir, si su desempeño es estadísticamente mejor que el aleatorio, se aplica el análisis binomial. Para determinar la magnitud de la diferencia percibida entre el par de estímulos evaluados, entonces la teoría de detección de señales y el modelaje thurstoniano (Thurstone, 1927a, b; Green y Swets, 1966; Alfaro-Rodríguez et al., 2005) permiten estimar la magnitud de la diferencia a través del parámetro d'. Así mismo, el parámetro d' puede utilizarse en las pruebas de preferencia para estimar la tendencia de la preferencia. El grado de preferencia también puede estimarse con métodos bayesianos (Draper et al., 1969), pero d' aporta una medida básica y sencilla. A fin de establecer la significación estadística de los datos con respecto a la hipótesis de no preferencia puede aplicarse la prueba de chi-cuadrada, la cual es una prueba multinomial sencilla aplicada en otros estudios (Marchisano et al., 2003; Alfaro-Rodríguez et al., 2007).

Cabe mencionar que la prueba de chi-cuadrada compara el patrón de frecuencias esperadas (FE) bajo la suposición de no preferencia (hipótesis nula) contra el patrón de frecuencias observadas (FO) con los estímulos en estudio. Tradicionalmente, la hipótesis nula establece situaciones de igualdad de frecuencias en las tres opciones de respuesta, a saber: Prefiero A, No preferencia y Prefiero B. Esta igualdad de preferencias equivale a la situación en que un tercio de los consumidores reporta No preferencia y un tercio de los consumidores reporta preferencia por cada uno de los productos en estudio. La igualdad de frecuencias también podría interpretarse como si los consumidores aleatoriamente eligieran una de las opciones de respuestas sin considerar los productos. Ninguna de estas interpretaciones representa la situación en que los consumidores degustan los productos y reportan No preferencia. Es lógico pensar que las frecuencias esperadas (FE) cuando se asume una situacion en la que no hay preferencia por ninguno de los productos, el 100% de los consumidores elijan la opción de No preferencia. Sin embargo, la misma prueba de preferencia induce a los consumidores a reportar preferencias por uno de los productos cuando en realidad no prefieren uno en particular.

Ennis y Collins (1980) realizaron un estudio con cigarillos (denomidados A y B) evaluados por consumidores en sus hogares. La evaluación incluyó una variedad de atributos y pruebas de preferencia con la opción de No preferencia. El 40% de los consumidores reportó preferir uno de los productos y el 20% reporto No preferencia. Considerando que ambos cigarrillos fueron tomados uno del inicio y otro del final de la línea de producción, (cigarrillos idénticos), las preferencias expresadas corresponden a otros factores no relacionados con las notas sensoriales de los productos, como puede ser el sesgo en la respuesta misma. Es posible argumentar que este patrón de preferencias podría representar la frecuencia esperada bajo la condición de no preferencia (hipótesis nula), de la misma manera que los resultados de productos con características sensoriales diferentes representaría la frecuencia observada en la prueba de significación estadística con chi-cuadrada. Esta forma de obtención de las frecuencias esperadas es similar al uso de placebos en investigación médica. A partir de estos resultados, el patrón 40-20-40 pareciera la frecuencia esperada (FE) apropiada o el ‘placebo’ para la situación de no preferencia de los consumidores. Sin embargo, otros autores (Marchisano et al., 2003; Chapman y Lawless, 2005; Chapman et al., 2006; Alfaro-Rodríguez et al., 2007) han reportado frecuencias diferentes variando los productos, el tipo de opciones de respuesta, las condiciones experimentales y el tipo de consumidores. Por ello, a la fecha la mejor estrategia sería obtener las ‘frecuencias esperadas placebo’ correspondientes a cada producto investigado. Trabajos recientes reportan tanto las frecuencias esperadas como las observadas con el mismo grupo de consumidores (Alfaro-Rodríguez et al. 2007), mientras que otros (Foley et al., 2003; Marchisano et al., 2003) las obtienen con diferentes grupos de consumidores. Esta última estrategia asume que ambos grupos de consumidores son equivalentes, suposición que no siempre se cumple, sobretodo si el número de consumidores es pequeño.

Así, el par placebo de muestras idénticas puede considerarse una medida de él o los efectos de las condiciones experimentales per se. El par de muestras diferentes, objeto del estudio, genera resultados del efecto de la preferencia y de las condiciones experimentales. La comparación de ambas frecuencias con chi-cuadrada provee de una mejor estimación de las preferencias. Esta estrategia representa una preocupación metodológica, es decir, saber si el par placebo debe evaluarse primero o después del par diferente. El estudio con papas fritas de Alfaro-Rodríguez et al. (2007) parece indicar que es indiferente, aunque ésto debe confirmarse con otros estudios ántes de generalizar conclusiones.

El uso del par placebo (muestras idénticas) presenta una estrategia adicional para el análisis estadístico. Los consumidores que reportan No preferencia bajo estímulos idénticos, pueden ser considerados como no sesgados, al no verse afectados por la condición experimental. De tal manera solo los jueces no sesgados serían considerados en el análisis estadístico. La desventaja es que el tamaño de la muestra puede reducirse grandemente. Los trabajos reportados a la fecha (Ennis y Collins, 1980; Marchisano et al., 2003; Alfaro-Rodríguez et al., 2005, 2007; Angulo y O’Mahony, 2005; Chapman y Lawless, 2005; Chapman et al., 2006) indican que cuando los estímulos comparados son prácticamente idénticos, la mayoría de los consumidores reportan preferencias por uno o el otro de los productos. Estas preferencias falsas indican un efecto muy marcado de las condiciones experimentales. Hay varias formas para explicar este comportamiento. La primera es que los consumidores realmente perciban ligeras diferencias entre los productos debidas a variaciones en el producto o a variaciones en las señales que los sentidos envían al cerebro durante la degustacion. Este segundo argumento de la variabilidad momentánea de la percepción se utiliza en modelos derivado de la teoría de detección de señales con el modelaje thurstoniano (Green y Swets, 1966; Frijters, 1979; Ennis, 1990, 1993; O’Mahony et al., 1994; O’Mahony y Rousseau, 2002; Lee y O’Mahony, 2004; Macmillan y Creelman, 2005).

No todas las culturas presentan el mismo comportamiento. Los coreanos son más propensos a reportar preferencias falsas que los norteamericanos. En algunos casos los coreanos manifiestan pena por no reportar preferencias, interpretando ésto como si la respuesta no fuese de utilidad para el experimentador. Waterman et al. (2001) han notado la presión experimentada por los consumidores al ser entrevistados por una figura de autoridad como puede ser un investigador. Es por ello, que Marchisano et al. (2003) evaluaron el efecto de la prueba de manera anónima, en la que el investigador no recibía la hoja de respuestas durante la prueba. Sin embargo, esta estrategia no produjo el efecto esperado y en algunos casos se reportan mayor frecuencia de preferencias falsas.

Independientemente del desconocimento de las causas por las que los consumidores reportan preferencias falsas, el uso de las muestras placebo con estímulos idénticos resulta una buena estrategia. Cuando las frecuencias de preferencias de ámbos productos evaluados son equivalentes pero difieren de las frecuencias reportadas con la condición placebo, es posible concluir que hay dos grupos demográficos de consumidores con preferencias diferentes y no el caso contrario, en donde los consumidores manifiestan no preferir uno de los productos en particular (Alfaro-Rodríguez et al., 2007). Otra aplicación de la condición placebo es como una herramienta de selección de consumidores no sesgados por las condiciones de la prueba. Así, los consumidores que reportan No preferencia con los estímulos idénticos constituyen el grupo de estudio para los estímulos diferentes. Es posible que los consumidores no sean afectados por la prueba (no sesgados) en una ocasión y en la siguiente lo sean. Los resultados reportados con la muestra de consumidores completa y con la muestra de consumidores no sesgados ha sido la misma en dos reportes (Chapman y Lawless, 2005; Alfaro-Rodríguez et al., 2007). Sin embargo, antes de dar recomendaciones generalizadas se requiere de más estudios a fin de evaluar el efecto del tipo de consumidor (cultura) y del tipo de producto. Al realizar la comparación estadística entre las frecuencias observadas contra las frecuencias esperadas de todos los consumidores se presenta la ventaja de muestras grandes pero incluye los consumidores con preferencias falsas. Por otro lado, al utilizar solo los consumidores no sesgados, se reduce el tamaño de la muestra y la potencia de la prueba. Es necesario estudiar metodologías que aumenten la muestra de la población, incrementando la frecuencia de no preferencia en la condición placebo.

Después de considerar la relevancia de las falsas preferencias como resultado de la condición experimental en las pruebas de preferencia, la prueba hedónica puede ser usada para hacer comparaciones de preferencia. Es posible que las preferencias expresadas en la escala hedónica impliquen preferencias menos fuertes que las indicadas en la prueba de preferencia per se. Los resultados de preferencia con las escalas indican menos falsas preferencias que las expresadas con la condición placebo de la prueba de preferencia por pares. Particularmente, la escala híbrida que combina nivel de agrado e intención de compra presenta el menor número de preferencias falsas en relación a otras estrategias. Aparentemente, la explicación deriva de la longitud menor de la escala (6 vs 9-puntos) y no de las etiquetas de la escala que inducen un cambio en la estrategia cognitiva. Es fácil argumentar que entre más corta la longitud de la escala, es más probable reportar calificaciones empatadas. Marchisano et al. (2003) encontraron que 42% de los consumidores reportan No preferencia con la escala de 9 puntos; 59% con la de 5 puntos y 70% con la de 3 puntos.

Simone y Pangborn (1957) reportaron una desventaja en el uso de la escala hedónica para evaluar preferencias. Durante las evaluaciones de duraznos, los consumidores manifestaron frustración al no poder expresar que aunque los duraznos recibían la misma calificación hedónica, no había opción para expresar su ligera preferencia hacia uno de los productos. Este problema puede resolverse fácilmente incluyendo particiones en cada categoría de la escala hedónica.

Lo anterior puede relacionarse con las escalas de intensidad. Durante la manipulación en la presentación de las muestras para ser evaluadas con escalas de intensidad, Jeon et al. (2004) postularon dos tipos de errores en el uso de las escalas. Estos errores recibieron nombres específicos más tarde (Park et al., 2004). Cuando los estímulos con la misma intensidad de percepción reciben calificaciones diferentes se le denomina error del estímulo idéntico. Cuando los estímulos con diferente intensidad de percepción reciben la misma calificación se denomina error del estímulo diferente. Jeon et al. (2004) hipotetizaron que las escalas de mayor longitud (mayor número de categorías) pueden inducir mayor número de errores de estímulos idénticos y que las escalas más cortas inducen un mayor número de errores de estímulos diferentes. Estas hipótesis fueron evaluadas por Park et al. (2004, 2007) con resultados que tendían hacia la confirmación.

Estos conceptos de longitud de la escala y los errores con el uso de la escala pueden aplicarse en el contexto de la escala hedónica. El experimento de Marchisano et al. (2003), demostrando que la escala hedónica de 9 puntos exhibe mayor número de falsas preferencias para estímulos idénticos que la escala de 5 y 3 puntos, puede describirse en términos de longitud de la escala y error de estímulos idénticos.

Como se mencionó anteriormente, el uso del placebo en pruebas de preferencia debe considerar el efecto de presentar las muestras placebo antes y después del par de muestras en estudio. Los resultados de Alfaro-Rodríguez et al. (2007) indican que el efecto es mínimo pero concluyen que antes de hacer generalizaciones es necesaria mayor evidencia. El efecto esperado sería el de contraste. Los consumidores pueden ser más propensos a percibir las muestras placebo como iguales si se degustan despues del par de muestras en estudio y viceversa. Si se perciben como iguales serán más propensos a utilizar la opción de No Preferencia (Chapman et al., 2006). Sin embargo, el efecto contraste requiere que las muestras en estudio se perciban fácilmente diferentes en cada degustación. Al evaluar galletas de chocolate, percibidas en apariencia diferentes, papas fritas y jugo de naranja, percibidas no tan diferentes, los resultados no mostraron efecto en el orden de presentación de las muestras placebo antes o después, con las muestras más similares (papas y jugo), pero sí lo hubo para las muestras diferentes (galletas). Aparentemente, el tipo de efecto está en función del tipo de alimento evaluado. Para las muestras más parecidas (papas, jugo), el efecto de contraste se confirma por utilizar con mayor frecuencia la opción de No Preferencia al presentar las muestras placebo después de las muestras en estudio. Para las muestras más diferentes (galletas), el efecto de contraste predice una mayor preferencia para el segundo par de muestras degustadas. Ésta fue la tendencia, aunque de manera no estadísticamente significativa. A la fecha, la recomendación es contrabalancear el orden de presentación de los dos pares de muestras, requeridas para el uso de la opción de No preferencia en las pruebas de preferencia con muestras placebo.

La suposición que muestras idénticas, tomadas del mismo empaque, no deben presentar diferencias en la experiencia sensorial suficientemente grandes como para que el consumidor las perciba es lógica. Si lo hiciera, entonces el programa de aseguramiento de la calidad del producto no esta funcionando. Es posible que éste sea el caso, así que es muy importante la selección adecuada de los estímulos a evaluar en este tipo de investigaciones. Después de esta advertencia es razonable que, independientemente de las respuestas experimentales, los consumidores deben considerarse con preferencias no operativas (no afectan el comportamiento de compra). El uso de las muestras idénticas permite una condición placebo de investigación o de prueba de mercado. Sin embargo, aun para productos con diferencias, es posible que los consumidores reporten preferencias no operativas; es decir, pueden cambiar sus preferencias y decidir comprar uno u otro producto según la ocasión. El desafío es desarrollar una estrategia que permita medir esta falta de preferencia operativa, ya sea utilizando la pregunta correcta o por manipulación de las condiciones experimentales de la prueba. ¿Que tan diferentes deben ser los productos para que los consumidores reporten preferencias operacionales? Esta pregunta puede relacionarse con el criterio t en las pruebas de diferencia (Rousseau, 2001; O’Mahony y Rousseau, 2002; Lee et al., 2007). La zona de preferencia no operativa puede verse como la línea divisoria que define el criterio de nivel de agrado t. De haber preferencias definidas, el siguiente desafío es desarrollar metodologías para determinar que tan fuerte debe ser la preferencia. Es decir ¿que tan grande debe ser la diferencia entre la preferencia y el criterio alrededor de la zona de falta de preferencia operacional?

Las pruebas de preferencia pueden encontrar ventajas en los avances documentados para las pruebas de diferencia. Las investigaciones que permitan precisar la forma correcta para establecer preferencias reales en los productos en desarrollo o en estudios de mercado son altamente recomendadas y requeridas.

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