Introducción

Los trastornos de la conducta alimentaria (TCA) son graves trastornos mentales que se asocian con importantes complicaciones físicas y otras alteraciones psicológicas^1,2 y afectan a un importante número de personas, con mayor frecuencia en la juventud y al género femenino^3,4. En la Ciudad de México, se han observado tasas de anorexia nerviosa (AN) de alrededor del 0,5%; bulimia nerviosa (BN) sobre 1%; y del trastorno de atracones sobre el 1,4%⁵. En un estudio reciente se ha reportado un incremento considerable de conductas alimentarias de riesgo entre 2006 y 2018⁶. Así mismo, también son más frecuentes en el género femenino^6,7, especialmente aquellas que presentan exceso de peso⁸.

La preocupación por el peso y la insatisfacción corporal, así como la práctica de dietas, tradicionalmente han sido considerados factores de riesgo para el desarrollo de los TCA⁹. Neumark-Sztainer, Wall, Larson, Eisenberg y Loth¹⁰ reportaron en adolescentes, que el hecho de iniciar dietas con la finalidad de adelgazar (por cuestiones de imagen corporal), junto a la realización de otras conductas anómalas de alimentación, son potentes predictores de riesgo de TCA.

Las principales conductas consideradas de riesgo para el desarrollo de TCA incluyen: en primer lugar, preocupación e interés excesivo por la relación de los alimentos con el peso corporal (que, aunque es una cognición, se ha contemplado como un índice de riesgo que merece formar parte de las evaluaciones sobre conductas de riesgo de TCA’s). Por otro lado, conductas observables como: mediciones ponderales muy frecuentes, práctica de dietas muy restrictivas, ingesta de grandes cantidades de alimento en periodos de tiempo muy reducidos, vómito autoinducido, uso y abuso de diuréticos, laxantes y otros fármacos, con la finalidad de perder peso⁴. Este tipo de comportamientos han proliferado sobre todo en la sociedad occidental. Por ello, resulta de gran interés disponer de instrumentos psicométricos con la finalidad de detectar de forma temprana este tipo de comportamientos. De acuerdo con algunos estudios^11,12 la cifra de personas con riesgo alto para el desarrollo de TCA en México es del 2,8% en hombres, y entre 8,4 y 10,1% en mujeres.

La construcción de escalas para la medición de alteraciones en la conducta alimentaria y la insatisfacción corporal en México son de principios de siglo, anteriormente se realizaba investigación utilizando inventarios de origen estadounidense y algunos construidos en España, como el Eating Attitudes Test (EAT-40) de Garner y Garfinkel¹³, el Eating Disorder Inventory (EDI) de Garner, Olmstead y Polivy¹⁴, validado para población mexicana¹⁵ y el Cuestionario de Influencias del Modelo Estético Corporal (CIMEC) de Toro, Salamero y Martínez¹⁶, adaptado a población mexicana^17,18.

El Cuestionario Breve de Conductas Alimentarias de Riesgo (CBCAR), de Unikel, Bojórquez y Carreño-García¹⁹ fue construido en México, con base en los criterios diagnósticos del DSM-IV²⁰ mismo que ha mostrado poseer aceptables propiedades psicométricas^12,19,21,22. En la validación realizada por Unikel et al.¹⁹ con jóvenes con edad promedio de 19,3 (4,3) se identificaron tres factores: “Atracón-Purga” (compuesto por los ítems 2, 3, 4 y 5), “Medidas compensatorias” (con 8, 9 y 10), y “Restricción” (ítems 1, 6 y 7), que explicaron el 64,7% de la varianza. Sin embargo, el análisis factorial realizado por Saucedo y Unikel¹² con población infantil con edad promedio de 14,5 (DE=1,8) también agrupó los ítems en tres factores que explicaron el 56,2% de la varianza en mujeres y el 63,6% en hombres. Pero la distribución de los ítems resultó diferente por sexo, y ninguna coincidió con la hallada en el estudio de Unikel et al.¹⁹. Debe destacarse que hasta la fecha no se ha realizado ningún análisis confirmatorio con la finalidad de probar la estructura factorial del CBCAR.

Respecto a la consistencia interna del CBCAR, en el estudio de Unikel et al.¹⁹ obtuvieron un valor de Alfa de Cronbach de 0,83. Posteriormente, en el análisis de confiabilidad de Saucedo y Unikel¹² se obtuvo un Alfa de Cronbach de 0,72 para mujeres y 0,63 para hombres, lo cual podría ser debido a que el ítem sobre el uso de laxantes obtuvo una correlación ítem-total menor a 0,28; sin embargo, este no se eliminó, porque al hacerlo no aumentaba la confiabilidad del instrumento.

En México, el CBCAR se ha estudiado psicométricamente en población de la Ciudad de México y del estado de Hidalgo, pero no del estado de Michoacán. Asimismo, nunca se ha comprobado la estructura interna del instrumento. Por ello, el objetivo principal de la presente investigación fue probar la validez de constructo del CBCAR a través de un análisis factorial confirmatorio (AFC), asimismo, determinar la consistencia interna total y por factor del instrumento. Debido a que la utilidad principal del CBCAR es la de cribaje, y que se ha descrito mayor riesgo en mujeres y jóvenes, los objetivos específicos fueron estimar la población que puede encontrarse en riesgo de TCA en universitarios de Michoacán, así como estudiar la posible relación entre el sexo y la edad con el CBCAR en dicha población.

Metodología

Participantes: La muestra fue no probabilística por conveniencia, y estuvo conformada por 1.185 estudiantes de nivel licenciatura (de las carreras de Odontología, Contaduría y Ciencias Administrativas, Historia y Psicología) de una universidad pública, en edades comprendidas entre 17 y 38 años (M=18,78; DE=1,72); 798 mujeres (67,3%) cuya edad oscilaba entre 17 y 38 (M=18,76; DE=1,90) y 387 hombres (32,7%) con edades comprendidas entre 17 y 24 (M=18,84; DE=1,26). Todos los participantes residentes de la ciudad de Morelia o alrededores (Michoacán).

Instrumento: Cuestionario Breve de Conductas Alimentarias de Riesgo (CBCAR), elaborado por Unikel et al.¹⁹. Se compone de 10 ítems que describen comportamientos alimentarios anómalos característicos de los TCA. El cuestionario ofrece cuatro opciones de respuesta (“nunca o casi nunca”=0, “algunas veces”=1, “frecuentemente”=2 y “muy frecuentemente”=3). Se suman las puntuaciones de todos los ítems y se interpreta de la siguiente manera: a mayor puntuación, mayor nivel de riesgo para el desarrollo de TCA. Se ha señalado que una puntuación superior a 10 puntos indica riesgo^11,12.

Procedimiento: Después de que el protocolo de la investigación fuera aprobado por el Comité de Ética de la facultad de Psicología de la Universidad Michoacana de San Nicolás de Hidalgo, se solicitó permiso a las autoridades de cuatro facultades de la misma Universidad para la administración del instrumento a los estudiantes. Posteriormente se acudió a las diferentes aulas para explicar a los docentes y a los alumnos el objetivo de la investigación, solicitando la participación voluntaria de los estudiantes, garantizándoles el resguardo de la identidad de sus datos. Todos los participantes firmaron el consentimiento informado y cumplimentaron el cuestionario. Posteriormente, respondieron con lápiz y papel el cuestionario con una duración aproximada de 7 minutos.

Los análisis estadísticos se realizaron mediante el programa SPSS v. 17.0 para Windows, excepto el AFC, que se realizó haciendo uso del programa de ecuaciones estructurales EQS v. 6.

Se emplearon los siguientes indicadores de bondad de ajuste: S-Bχ² = χ² escalado de Satorra-Bentler, dividido entre grados de libertad (valores de S-Bχ² ≤ 5,0 y valores de S-Bχ² no significativos indican buen ajuste del modelo); NFI: Índice de ajuste normalizado; NNFI: Índice de ajuste no-normalizado; CFI: Índice de bondad de ajuste comparativo; GFI: Índice de bondad de ajuste; AGFI: Índice de bondad de ajuste ajustado (valores de NFI, NNFI, CFI, GFI y AGFI ≥ 0,90 señalan buen ajuste); SRMR: Residual cuadrático medio estandarizado; RMSEA: Error cuadrático medio de aproximación (valores de SRMR y RMSEA ≤ 0,08 indican buen ajuste) se siguieron los criterios de interpretación de los índices de bondad de ajuste sugeridos en Hu y Bentler²³.

Resultados

Se realizó un análisis factorial confirmatorio, siguiendo el modelo de máxima verosimilitud al modelo¹⁹ de tres factores (“Restricción”, integrado por los ítems 1, 6 y 7; “Atracón-Purga”, por los reactivos 2, 3, 4 y 5; y “Medidas compensatorias”, por los ítems 8, 9 y 10) en la muestra total y con las submuestras integradas por mujeres y por hombres respectivamente. Debido a que el tipo de respuesta es tipo Likert y, sobre todo, teniendo presente la naturaleza de lo que se está evaluando (la presencia de conductas anómalas e infrecuentes de modo que las distribuciones no se ajustan a la ley normal), se utilizó el método de distribución ML-Robusto.

El valor de S-Bχ² del modelo en la muestra total y en las muestras integradas por cada uno de los sexos fueron adecuados, aunque en todos los casos resultaron significativos (p<0,001). Pero debe destacarse que todos los otros índices de bondad de ajuste sugieren un adecuado ajuste de modelo en la muestra total y la submuestra de mujeres. Sin embargo, en la muestra constituida solo por hombres los índices NFI y NNFI no resultan adecuados (Tabla 1).

En la Figura 1 pueden obervarse las moderadas relaciones entre los tres factores. Además, se observa que los reactivos 2 y 3 del factor “Atracón-Purga” son algo bajos, pero resultan aceptables.

Figura 1.  Diagrama de flujo del modelo de tres factores del CBCAR. 

La consistencia interna del total de la escala en la muestra total resultó de 0,756, fue superior en la submuestra de mujeres 0,780, e inferior en la submuestra de hombres 0,684 (todos valores de Alfa de Cronbach). Por otro lado, los factores también mostraron adecuada consistencia interna: “Atracón-Purga” (α=0,583), “Medidas compensatorias” (α=0,646), y “Restricción” (α=0,748). Todos los ítems correlacionaron con el total de la escala (corregido), con valores superiores a 0,30, y ninguno al ser eliminado hace incrementar el valor α de la escala (Tabla 2).

Los ítems con medias más elevadas fueron el 1 y el 7 (referidos a la preocupación por engordar y a la realización de ejercicio para bajar de peso), también son los que mostraron mayor dispersión. Los ítems referidos a la provocación del vómito y consumo de medicamentos, laxantes y diuréticos fueron los que mostraron medias más bajas (ver Tabla 2). La media del CBCAR en la muestra total fue de 5,30 (DE=4,10), con valor mínimo de 0 y máximo de 27. En la muestra total, la moda fue de 3, un 69,2% no manifestó riesgo de TCA, el 20,7% mostró riesgo moderado (puntuaciones de 7 a 10), criterio sugerido por varios autores^24,25, y el 10,1% riesgo elevado (puntuación > 10), criterio sugerido por varios autores^11,12,24. En la submuestra femenina, el 68,4% obtuvo una puntuación que sugiere ausencia de riesgo, el 19,5% mostró riesgo moderado y el 12,3% riesgo elevado. Respecto a la submuestra masculina, el 70,8% no manifestó riesgo, el 23,0% riesgo moderado y el 6,3% riesgo elevado. Las diferencias en la distribución de la muestra por grupos de riesgo resultaron significativas (χ²=10,445; p=0,005).

Finalmente, respecto a las variables sociodemográficas, se encontró que la media obtenida por las mujeres (M=5,6; DE=4,32) resultó significativamente (Prueba U de Mann-Whitney, p=0,039) mayor a la mostrada por los hombres (M=4,68; DE=3,53). Por otro lado, no se observó relación significativa entre la edad y la puntuación del CBCAR (R=0,024; p=0,411).

Discusión

El presente estudio tuvo como objetivo principal comprobar a través de un AFC la estructura interna, así como determinar la consistencia interna de cada factor y total del CBCAR en población michoacana. Los resultados del AFC muestran que el modelo¹⁹ de tres factores resulta aceptable para la muestra total y la de mujeres. Sin embargo, los resultados son dudosos respecto a la submuestra constituida solo por participantes masculinos. El peor ajuste observado en la submuestra de varones es congruente con los resultados obtenidos en el estudio de Saucedo y Unikel¹², donde la muestra de varones mostró una estructura diferente y dudosa. Las peculiaridades culturales en México y otros países sobre las diferencias en las prácticas conductuales (consumo de laxantes, diuréticos, etc.) así como la idealización de la imagen masculina (valorando más la fortaleza) y femenina (valorando más delgadez), podrían explicar las diferencias en las propiedades psicométricas halladas entre hombres y mujeres.

Nótese que en el primer factor etiquetado como “Restricción” y en el tercero, nombrado “Medidas compensatorias”, se observan cargas factoriales elevadas entre el factor y cada uno de los reactivos que los componen, también son factores que aparecen en los estudios previos^12,19,21,22. Respecto al segundo factor (“Atracón-Purga”) destacan los bajos valores de las cargas factoriales de los reactivos 2 (En ocasiones he comido demasiado, me he atascado de comida) y 3 (He perdido el control sobre lo que como, tengo la sensación de no poder parar de comer) ambos aluden al atracón.

Respecto a la bondad de los ítems, quisiéramos señalar que los ítems han mostrado en general propiedades psicométricas adecuadas, incluso mejores que las observadas en estudios previos, ya que se había detectado que el ítem referente al uso de laxantes había mostrado dudosas propiedades psicométricas¹². La consistencia interna del cuestionario también resultó aceptable en la muestra total, algo menor que la hallada en algunos estudios previos^19,26, pero superior a la reportada en las investigaciones de Saucedo y Unikel¹² y Unikel et al.²². En la submuestra de mujeres se observó mayor consistencia interna, aunque menor que la reportada por Unikel et al.¹⁹ que se realizó solo con participantes femeninas. El valor de Alfa de Cronbach resultó menor en la submuestra varonil, aunque los valores de ambas submuestras fueron superiores a los reportados en Saucedo y Unikel¹²; pero también en dicho estudio, se observa una notable diferencia entre mujeres y hombres. Por otro lado, los índices de consistencia interna manifestada por las posibles subescalas también resultaron aceptables, aunque algo menores a los reportados en Unikel et al.²¹. Las mejores propiedades psicométricas observadas en la presente investigación podrían deberse a la homogeneidad en la edad y nivel educativo de la muestra, ya que todos eran estudiantes universitarios.

Respecto al porcentaje de universitarios que mostraron riesgo elevado de TCA, los datos son preocupantes, debido a que hasta un 10% puede considerarse que están en alto riesgo de padecer un TCA, porcentaje que está por encima de lo hallado en estudios previos^11,12,24,27 y por debajo de lo reportado por Saucedo-Molina, Zaragoza-Cortés y Villalón²⁸ en mujeres del estado de Hidalgo. El mayor porcentaje observado de participantes femeninas que manifiestan riesgo no coincide con lo reportado por Gutiérrez et al.²⁷. Por la media mostrada por los ítems, se infiere que las conductas de riesgo más frecuentes aluden a la preocupación por engordar y a la realización de ejercicio para bajar de peso, y las que se muestran con menor frecuencia son las que se incluyen en el factor de Purga-Medicación lo cual coincide con lo reportado por Saucedo y Unikel¹².

Respecto a la mayor puntuación hallada en el cuestionario por la muestra femenina, debe comentarse que coincide con los estudios previos sobre la escala^11,12,24 y también es congruente con los estudios epidemiológicos^3,4. Sobre la ausencia de relación observada entre la puntuación del cuestionario y la edad se atribuye a la poca variabilidad de la muestra respecto a dicha variable, sería conveniente en un futuro contar con muestras con mayor variabilidad respecto a la edad, para poder corroborar que los jóvenes representan el grupo de mayor riesgo de TCA.

Se considera necesario señalar algunas limitaciones, una de las cuales se refiere a que en la muestra se incluyeron alumnos de Psicología, lo cuales debido a sus conocimientos sobre psicopatología, psicometría, etc. pueden responder de forma diferente a la de estudiantes de otras carreras, sin embargo debe comentarse que los estudiantes eran de los primeros dos años. Asimismo, el presente estudio se ha realizado preservando el anonimato de los participantes, ello pudo influir en las respuestas, ya que la defensividad se reduce. De modo que sería conveniente en posteriores estudios hacer uso de muestras constituidas por personas que revelan su identidad y observar si hay diferencias en las puntuaciones de las personas que responden al cuestionario CBCAR de forma anónima. Es necesario comentar que tampoco se estudiaron otras propiedades psicométricas como la fiabilidad temporal del cuestionario, la validez discriminante, validez predictiva (mediante estudios prospectivos) y la sensibilidad al cambio después de someter a participantes a tratamientos eficaces, las cuales sería conveniente estudiar en ulteriores investigaciones.

Puede concluirse que el CBCAR manifiesta una estructura interna de tres factores y una consistencia interna adecuada, considerando que se trata de un instrumento de tamizaje, resulta adecuado para población de universitarios michoacanos. También debe destacarse que el porcentaje de estudiantes en riesgo de TCA es elevado, y sugiere la implementación de programas de prevención eficaces, véase una revisión en Le, Barendregt, Hay y Mihalopoulos²⁹.

Conclusiones

El CBCAR manifiesta una estructura interna de tres factores y una consistencia interna adecuada, considerando que se trata de un instrumento de tamizaje, resulta adecuado para población de universitarios michoacanos. También debe destacarse que el porcentaje de estudiantes en riesgo de TCA es elevado, lo cual sugiere la implementación de programas de prevención eficaces.