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INTRODUCCIÓN
La Organización Mundial de la Salud (OMS) denominó la obesidad como la epidemia del siglo XXI. Según un reciente trabajo de esta Organización, en colaboración con el Imperial College de Londres, el número de niños y adolescentes de 5 a 19 años que presentan obesidad se ha multiplicado por 10 en los cuatro últimos decenios en el mundo (1).
Así mismo, la Organización de las Naciones Unidas para la Alimentación y la Agricultura (FAO), en un informe realizado junto con la Organización Panamericana de la Salud (OPS), evidenció que un 58 % de los habitantes de esta región presentan exceso de peso, lo que equivale a 360 millones de personas (2).
En el 2013, y según la Organización para la Cooperación y el Desarrollo Económico (OCDE), Chile se situó entre los seis países con mayor tasa de obesidad (3). Por último, una reciente investigación reportó que un 41 % de los adolescentes de este país presentan sobrepeso y obesidad (4).
Además, otros trabajos han evidenciado que la alimentación chilena se caracteriza, entre otros aspectos, por un bajo consumo de frutas y verduras, una ingesta frecuente de refrescos y un elevado contenido de grasas y azucares, lo que muestra grandes similitudes con los patrones alimentarios de otros países europeos (5, 6, 7, 8).
Diferentes estrategias y acciones realizadas a nivel nacional han tratado de disminuir la alta prevalencia de estos problemas. Sin embargo, los seguimientos y evaluaciones del impacto han mostrado la ausencia de avances significativos, señalando la importancia de tomar conciencia de que, en el ámbito de la promoción de salud, para comprender la conducta alimentaria, no solo se deben centrar los esfuerzos en estudiar las funciones biológicas y nutritivas de los alimentos sino que es preciso revisar las dimensiones sociales y culturales que pueden determinar las prácticas alimentarias (9,10).
Para profundizar en las conductas alimentarias es necesario considerar la alimentación como una manifestación cultural que tiene amplias variaciones, que incluyen desde el acceso a los alimentos hasta los significados que se les otorgan a estos (11, 12, 13).
La evidencia señala a las conductas alimentarias como un factor modificable para prevenir la obesidad (14), por lo que diversos investigadores han construido cuestionarios destinados a medir aquellas conductas que se consideran de riesgo de malnutrición por exceso, donde destacan el Dutch Eating Behaviour Questionnaire (DEBQ) (15), el Three Factor Eating Questionnaire (TFEQ) (16) y el Child Eating Behaviour Questionnaire (CEBQ) (17). Las propiedades psicométricas de este último fueron evaluadas en Chile en una población adolescente. Sin embargo, la muestra con la que se trabajó fue reducida y las respuestas fueron reportadas por los padres, lo que no permitió efectuar una evaluación global de la conducta alimentaria de los participantes debido, entre otros motivos, a que la observación de dichas conductas se realizaba solo en los horarios de alimentación en los que los jóvenes estaban en su hogar (18).
En cualquier caso, como otros autores han señalado, realizar una medición de las conductas alimentarias de riesgo de malnutrición a través del estudio de los propios adolescentes parece ser un eje importante en el desarrollo y tratamiento de la obesidad, favoreciendo no solo la pérdida de peso de cada individuo sino un cambio en los estilos de vida que le permitan adquirir herramientas para abordar los diferentes factores que influyen en el exceso de peso (19).
En este sentido, Cordella destacó que una de las alteraciones de la conducta alimentaria es lo que denominó "el comer emocional", que consiste en la ingesta de alimentos con la finalidad de buscar equilibrios psicológicos, lo que puede derivar en aumento de la misma, picoteo, supresión de la saciedad y atracones (20). De la misma manera, otros trabajos han evidenciado que comer sin control presenta procesos similares a la adicción, pues el sujeto que presenta este patrón tiene problemas para detener la ingesta. Además, esto se ha vinculado con la pérdida de la respuesta de saciedad (21).
Además, la poca variedad en la alimentación y la susceptibilidad a preferir alimentos de mejores propiedades organolépticas se considera una conducta de riesgo (22). Una prueba de laboratorio para evaluar el consumo desinhibido de alimentos de gran palatabilidad mostró que los niños con exceso de peso consumen más alimentos en ausencia de hambre que aquellos con IMC normal (23).
Por último, la respuesta de los jóvenes frente a los alimentos es otra condición asociada a la obesidad, habiéndose hallado que los niños con sobrepeso presentan incapacidad para regular su ingesta tras enfrentarse a estímulos agradables como el olor y el sabor de la comida más palatable, conducta ausente en los que presentan normopeso (24).
Por todo esto se planteó el presente estudio, cuyo objetivo es construir y conocer las propiedades psicométricas de un cuestionario que permita evaluar las conductas alimentarias de riesgo de malnutrición por exceso en adolescentes chilenos, considerando que contar con una herramienta que aborde este constructo desde el reporte de los sujetos puede permitir identificar patrones de riesgo oportunamente y facilitar la investigación sobre sus efectos.
MATERIAL Y MÉTODOS
Con este fin se realizó una investigación cuantitativa, de carácter psicométrico y con alcance analítico-relacional mediante una encuesta.
Se construyó un instrumento que se denominó Cuestionario de Conductas Alimentarias de Riesgo de Malnutrición por Exceso (CARME), con base en la información disponible en la literatura científica (15, 16, 17, 18), considerando cuatro dimensiones que contenían un total de 38 ítems. Estos ítems presentaban afirmaciones en las que se hacía referencia a conductas alimentarias de riesgo de malnutrición por ingesta excesiva, ante las cuales el participante debía responder utilizando una escala de respuesta de tipo Likert con cinco alternativas de frecuencia (de "nunca" = 1 a "siempre" = 5).
Para evaluar la validez del contenido se recurrió a once jueces expertos en el área, realizándose posteriormente una aplicación piloto del instrumento resultante a 12 adolescentes. Con las correcciones realizadas se llegó al cuestionario definitivo.
La versión final se aplicó a adolescentes de 11 a 18 años de tres establecimientos educativos de diferente nivel socioeconómico de la provincia de Concepción, Chile: uno que atendía a la población de altos ingresos, uno que trabajaba con la población de ingresos medios y otro que realizaba sus funciones educativas en la población de ingresos bajos. De esta forma se obtuvo un total de 303 adolescentes encuestados. La aplicación se hizo previo proceso de consentimiento informado a los apoderados y de asentimiento informado a los adolescentes, enfatizándose la confidencialidad de la información recogida y la voluntariedad de la participación.
Adicionalmente, los participantes debieron responder al cuestionario "The Muldidimensional Body-Self Relations Questionnaire" (MBRSQ), un instrumento para evaluar los diferentes componentes de la imagen corporal a través de 69 ítems que evalúan las siguientes dimensiones: satisfacción con la apariencia, orientación hacia la apariencia, evaluación del deporte y aptitudes físicas, orientación hacia el deporte y aptitudes físicas, interés por la salud, evaluación de la salud, orientación a la enfermedad, preocupación por el peso, clasificación por el peso, satisfacción corporal.
Para evaluar la validez del constructo a partir de la estructura factorial del cuestionario, se utilizó la muestra válida de 303 estudiantes, de los cuales 166 (54,79 %) eran mujeres y 137 (45,21 %) eran hombres, con edades entre 11 y 18 años (M = 13,17; DE = 1,29). De estos, 102 (33,66 %) eran de establecimientos educativos de bajos ingresos, 101 (33,33 %) eran de establecimientos de ingresos medios y 100 (33,00 %) eran de establecimientos de altos ingresos.
De esta muestra se seleccionó aleatoriamente una submuestra para evaluar la relación de los puntajes del CARME con el estado nutricional de los adolescentes, obteniéndose un total de 80 estudiantes, de los cuales 45 (56,25 %) eran mujeres y 35 (43,75 %) eran hombres, con edades comprendidas entre los 11 y los 16 años (M = 12,50; DE = 1,09). De estos, 42 (52,50 %) eran de establecimientos educacionales de bajos ingresos y 45 (56,25 %) de establecimientos de ingresos medios.
Por último, para evaluar la relación de los puntajes del CARME con la percepción de la imagen corporal se obtuvo otra submuestra aleatoria de 115 estudiantes, de los cuales 71 (61,74 %) eran mujeres y 44 (38,26 %) eran hombres, con edades entre 11 y 16 años (M = 13,04; DE = 1,13). De estos, 40 (34,78 %) eran de establecimientos de ingresos bajos, 37 (32,17 %) de establecimientos de ingresos medios y 38 (33,04 %) de establecimientos de ingresos altos.
Las variables cuantitativas se han presentado como media y desviación estándar, mostrándose las cualitativas en forma de frecuencias y porcentajes.
Para el análisis estadístico se evaluó la estructura factorial del cuestionario mediante un análisis factorial exploratorio (AFE), empleando como método de extracción el del eje principal (AEP). Para evaluar la consistencia interna se evaluó el coeficiente alfa de Cronbach de los factores identificados y se calculó la correlación ítem-total corregido para evaluar la capacidad discriminativa de los ítems (25,26).
Posteriormente se procedió a estimar el número de factores de la escala, para lo cual se consideraron complementariamente tres criterios: en primer lugar se utilizaron: a) el criterio de Kaiser-Guttman o de raíz latente y b) el criterio de contraste de caída, que son los más frecuentemente empleados para este propósito (27,28). Adicionalmente se realizó el análisis paralelo de Horn, que sería una herramienta más adecuada que las anteriores (29).
Finalmente se evaluó la correlación de los puntajes del cuestionario con el estado nutricional y la imagen corporal de los sujetos mediante el coeficiente de Pearson.
Para todos los análisis estadísticos se aceptó una probabilidad de error alfa menor del 5 % (p < 0,05). Para el análisis estadístico se utilizaron los programas informáticos SPSS (versión 25.0) y EPIDAT (versión 4.2).
RESULTADOS
Se evaluó la dimensionalidad interna del Cuestionario de Conductas Alimentarias de Riesgo de Malnutrición por Exceso (CARME) para analizar su validez de constructo. También se analizaron su consistencia interna como evidencia de su confiabilidad y su relación con la imagen corporal y el estado nutricional, como evidencias de su validez de criterio.
Primero se estimó la pertinencia del AFE, calculando el estadístico de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO), que fue de 0,89, y la prueba de esfericidad de Bartlett resultó ser de χ2 (703) = 3649,03; p < 0,001. Ambos procedimientos muestran que la realización de un análisis factorial de los datos era adecuada.
El primer criterio, de Kaiser-Guttman o de raíz latente, identificó cuatro factores con valores propios (eigenvalues) mayores de 1,0, con autovalores de 9,37, 1,98, 1,73 y 1,20 que explicarían el 85,10 % de la varianza total de los ítems.
El segundo criterio, de contraste de caída o screetest, igualmente mostró, a través del gráfico de sedimentación (Fig. 1), la presencia de cuatro factores.
Figura 1. Gráfico de sedimentación del Cuestionario de Conductas Alimentarias de Riesgo de Malnutrición por Exceso (CARME) en adolescentes chilenos.
Por último, el análisis paralelo de Horn, basado en 1000 muestras aleatorias, coincidió con la existencia de cuatro factores que presentan valores propios (9,37, 1,98, 1,73 y 1,20) por encima de los valores propios obtenidos en las muestras aleatorias (0,92, 0,79, 0,72 y 0,70).
Dado el acuerdo de todos los criterios en torno a la solución de cuatro factores, se decidió evaluar la organización de los ítems en esta estructura factorial, calculando los coeficientes de configuración de cada factor mediante el AEP, aplicando la rotación oblicua oblimin directa (Tabla I).
Tabla I. Matriz de configuración del Cuestionario de Conductas Alimentarias de Riesgo de Malnutrición por Exceso (CARME) en adolescentes chilenos obtenida mediante análisis del eje principal con rotación oblimin directa
*Las cursivas indican cargas superiores a 0,30.
(i)Indica que el ítem fue invertido en su puntuación.
En la Tabla I se observa que todos los ítems presentaban al menos un coeficiente de configuración sobre 0,30, que es el mínimo para considerar una carga como significativa (26), aunque se encontraron cargas cruzadas en 5 ítems (ítems 11, 14, 18, 22 y 38). En todos estos casos, los ítems se asignaron al factor donde presentaban su mayor carga factorial. De esta forma, los factores quedaron configurados de la siguiente forma:
- Factor I: conformado por los ítems 14, 15, 17, 21, 23, 26, 30, 31, 34, 37 y 38, que podrían determinar la susceptibilidad a preferir alimentos de mejores propiedades organolépticas, consumiendo alimentos altamente apetecibles en contextos habituales, por lo que se le denominó Respuesta frente a los alimentos. Al analizar la consistencia interna de la escala se obtuvo un coeficiente alfa de Cronbach de α = 0,87, con correlaciones entre los ítems y el total corregido con valores de r = 0,46 (ítem 26) a r = 0,67 (ítem 40).
- Factor II: constituido por los ítems 2, 4, 5, 8, 9, 16, 27, 28, 29, 33 y 35, que aluden a la pérdida de control de la ingesta de comida en ausencia de sensación de hambre, que se ve incentivada por el placer que provocan los alimentos o por estímulos externos, por lo que se denominó Alimentación sin control. Su confiabilidad fue de α = 0,86, con correlaciones entre los ítems y el total corregido que oscilaban entre r = 0,37 (ítem 7) y r = 0,65 (ítem 30).
- Factor III: constituido por los ítems 6, 7, 10, 12, 13, 19, 22 y 25, que hacen referencia a la tendencia a consumir alimentos con excesivo aporte calórico, como bebidas azucaradas, "comida basura", golosinas, etc., por lo que se denominó Consumo de alimentos altamente calóricos. Su confiabilidad fue de α = 0,74, mostrando correlaciones entre los ítems y el total corregido desde r = 0,33 (ítem 9) hasta r = 0,57 (ítem 8).
- Factor IV: constituido por los ítems 1, 3, 11, 18, 20, 24, 32 y 36, que aluden a la forma de autorregular las emociones a través de los alimentos, por lo que se denominó Alimentación emocional. Su confiabilidad fue de α = 0,64, con correlaciones entre los ítems y el total corregido de r = 0,21 (ítem 1) a r = 0,50 (ítem 20).
Dado que los cuatro factores presentaban una confiabilidad adecuada, se calculó el puntaje de estos mediante la sumatoria de las respuestas de los sujetos a sus ítems. Se realizó un análisis estadístico descriptivo de los puntajes de cada factor, indicando su confiabilidad y los estadísticos de posición y dispersión de las puntuaciones de los cuestionarios, así como su asimetría y curtosis (Tabla II).
Tabla II. Estadísticos descriptivos de los puntajes del Cuestionario de Alimentación Emocional en estudiantes adolescentes
n = 303.
A partir de los puntajes resultantes se evaluó la relación entre los factores, utilizando el coeficiente de correlación de Pearson mediante un contraste unilateral, encontrándose las correlaciones exhibidas en la tabla III.
Tabla III. Correlación de Pearson entre los factores del Cuestionario de Conducta Alimentarias de Riesgo de Malnutrición por Exceso (CARME) en adolescentes chilenos
n = 303.
*p < 0,05
†p < 0,01
‡p < 0,001.
aCoeficiente de confiabilidad Alfa de Cronbach.
Posteriormente, para evaluar la validez de criterio del CARME se evaluó su relación con la imagen corporal de los adolescentes, medida con el MBSRQ, y con el estado nutricional. Los resultados descriptivos de las dos variables de criterio se indican en la tabla IV, donde se describen los estadísticos de posición y dispersión de las puntuaciones de los cuestionarios, así como su asimetría y curtosis. Adicionalmente se describieron los coeficientes alfa de Cronbach del MBSRQ, que oscilaron entre α = 0,51 y α = 0,90.
Tabla IV. Comparación por sexo de los puntajes del Cuestionario de Conducta Alimentarias de Riesgo de Malnutrición por Exceso (CARME) en adolescentes chilenos
n = 303.
*p < 0,05
†p < 0,01
‡p < 0,001.
En cuanto a la relación entre las puntuaciones del cuestionario CARME y del MBSRQ, los resultados encontraron que, en el caso del factor Respuesta frente a los alimentos, este solo mostró una relación estadísticamente significativa, débil y directa con la Evaluación de la enfermedad, r (113) = 0,23; p < 0,05, lo que puede significar que los sujetos con mayor respuesta a los alimentos presentaban una mayor evaluación de la enfermedad.
En el caso del factor Alimentación sin control, este presentó una correlación estadísticamente significativa, débil e inversa con Orientación hacia la salud, r (113) = -0,18, p < 0,05, evidenciando la tendencia de los sujetos con mayor alimentación sin control a presentar una menor orientación hacia la salud.
El factor de Consumo de alimentos altamente calóricos mostró una correlación estadísticamente significativa e inversa con el factor Orientación y evaluación de la actividad física, r (113) = -0,18, p < 0,05, y con el factor Orientación hacia la salud, r (113) = -0,37, p < 0,001, lo que evidencia una tendencia de los sujetos con mayor consumo de alimentos altamente calóricos hacia una menor orientación y evaluación de la actividad física.
Finalmente, el factor Alimentación emocional se correlacionó de manera estadísticamente significativa, débil y directa con la Orientación hacia la apariencia, r (113) = 0,18, p < 0,05, y con la Evaluación de la enfermedad, r (113) = 0,27, p < 0,01, evidenciando que los sujetos con mayor alimentación emocional presentaban una mayor orientación hacia la apariencia y la evaluación de la enfermedad (Tabla V).
Tabla V. Estadísticos descriptivos de la percepción de imagen corporal y estado nutricional en adolescentes
n = 115.
En cuanto a la relación de los puntajes del cuestionario CARME y el estado nutricional, los resultados que se indican en la tabla VI muestran que ningún factor de este cuestionario mostró una relación estadísticamente significativa ni con el índice de masa corporal, ni con el perímetro de la cintura. (Tabla VII)
DISCUSIÓN
Se llevó a cabo un estudio para diseñar y valorar las propiedades psicométricas de un cuestionario que permita evaluar las conductas alimentarias de riesgo de la malnutrición por exceso en jóvenes chilenos.
Los resultados del análisis factorial exploratorio, como evidencia de la validez del constructo (29), mostraron que los ítems del cuestionario se organizaron en cuatro dimensiones: respuesta frente a los alimentos, alimentación sin control, consumo de alimentos altamente calóricos y alimentación emocional.
Sabiendo la diversidad de factores involucrados en el consumo de alimentos, es de suma relevancia que esta estructura factorial permita simultáneamente evaluar tanto la ingesta (alimentación sin control y consumo de alimentos altamente calóricos) como los factores psicológicos que afectan al consumo alimentario del adolescente (respuesta frente a los alimentos y alimentación emocional), lo que, como otros autores han indicado, permitiría planificar estratégicamente procesos de prevención (30,31).
Los factores, adicionalmente, mostraron confiabilidades que, de acuerdo con los estándares de George y Mallery (29), serían admisibles para su uso en la investigación científica, presentando un adecuado nivel de precisión de la medición (27), aunque uno de ellos presentaría un valor cuestionable (alimentación emocional). En este último caso, esto podría deberse a la complejidad conceptual del factor y a los distintos estados anímicos que podrían alterar los resultados como, por ejemplo, el estrés o el comportamiento restrictivo previo a las emociones negativas, lo que, como ha sido destacado por otros autores, haría deseable incorporar nuevos indicadores para la medición del mismo o desarrollar un instrumento que lo evalúe independientemente (32).
La validez de criterio se comprobó a través de la correlación directa que mostró el cuestionario CARME con los puntajes del cuestionario MBSRQ, que evalúa la percepción de la imagen corporal. Esta estrategia se ha considerado como válida, pues existe una evidencia sólida que ha establecio un vínculo determinante entre la imagen corporal y los hábitos alimentarios (33, 34, 35). De la misma manera, otros investigadores han hallado una clara relación entre la insatisfacción con la imagen corporal y el impulso a tener conductas alimentarias de riesgo (36).
Finalmente, otra evidencia de la validez de criterio fue la búsqueda de una asociación entre el cuestionario CARME y el estado nutricional de los adolescentes. Esta relación era esperable debido a que diversos trabajos han asociado el exceso de peso con la alimentación emocional, la respuesta frente a los alimentos y la alimentación sin control (31,37). Sin embargo, no se encontraron asociaciones entre ambas variables. Consideramos que este hecho puede deberse al tamaño de la muestra, ya que se decidió evaluar el estado nutricional a través de mediciones antropométricas del peso y la talla de los sujetos, lo que implicó una mayor dificultad en la recolección de datos frente al resto de las mediciones realizadas mediante encuesta y una mayor dificultad para obtener el consentimiento informado de los padres o tutores para realizar mediciones antropométricas en los adolescentes.
En este sentido, una limitación del estudio es el reducido tamaño de la submuestra de adolescentes con evaluación antropométrica, que afectó a la potencia de las pruebas de significación utilizadas en ese análisis particular. Además, se considera que sería conveniente realizar ulteriores investigaciones, con muestras de mayor tamaño, centradas en evaluar la eficacia del uso del instrumento en el área clínica para predecir la adherencia al tratamiento en los adolescentes con tratamientos de sobrepeso u obesidad o en los candidatos a cirugía bariátrica.
En conclusión, la evidencia apoya la validez del constructo y la confiabilidad, y parcialmente la validez de criterio del cuestionario CARME para evaluar conductas de riesgo de malnutrición por exceso, abriendo futuras líneas de investigación.
Entre estas, continuar la investigación psicométrica del CARME en una población más heterogénea, incluyendo otras zonas geográficas hispanohablantes de América y Europa, realizando análisis factoriales confirmatorios de la solución identificada en este estudio y evaluando su relación con el estado nutricional en muestras más numerosas.
