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INTRODUCCIÓN
En la conducta alimentaria son fundamentales distintos factores tales como los culturales, sociales, fisiológicos o cognitivos; de hecho, las personas tienen diferentes comportamientos respecto al fenómeno de la alimentación. Los estudios reflejan que los trastornos de la conducta alimentaria han aumentado en los últimos años y, según las cifras del repositorio de datos del Observatorio Mundial de la Salud de la Organización Mundial de la Salud (OMS), el 57,4% de los adultos iguales o mayores de 20 años, de ambos sexos, como promedio, presentan sobrepeso o son obesos 1. Este hecho ha generado un amplio interés por evaluar los patrones nutricionales en la población adulta con el objetivo de aumentar la salud y mejorar el bienestar individual.
Franco-Paredes y cols. 2 han realizado un análisis de aquellos estudios donde se han examinado las propiedades psicométricas de instrumentos de evaluación de trastornos de la conducta alimentaria. Una de las pruebas más utilizadas ha sido el Cuestionario de la Alimentación o, más concretamente denominado, el Three Factor Eating Questionnaire (TFEQ) 3. Esta prueba se sustenta en la teoría de la restricción alimentaria, que concede un papel determinante en la autorregulación alimentaria al nivel de restricción previo al consumo de alimentos 4, así como en el concepto de "obesidad latente", medida a partir de la velocidad alcanzada en la ingesta de alimentos y que se relaciona con la saciedad 5. De su aplicación y posterior análisis obtenemos información acerca de tres dimensiones relacionadas con la alimentación: restricción, desinhibición y susceptibilidad al hambre. La restricción alimentaria consiste en una limitación cognitiva autoimpuesta para controlar la ingesta de alimentos, relacionada con el control del peso corporal. La desinhibición se describe como una disposición a perder el control sobre la ingesta de comida. Se ha asociado con un mayor índice de masa corporal y obesidad, con elecciones de alimentos menos saludables, así como con menor autoestima y baja actividad física 6,7,8. La desinhibición y la restricción alimentaria se han hallado relacionadas bidireccionalmente 9. La percepción de hambre se refiere al hecho de experimentar hambre ante momentos o situaciones de estrés o debido a estados emocionales negativos, concediendo un papel relevante en la alimentación a los factores emocionales. Diferentes investigaciones han hallado resultados en esta misma dirección 10,11,12,13,14. La susceptibilidad al hambre se ha asociado con la desinhibición alimentaria 3,15 y elevadas puntuaciones en ambas variables correlacionan con un mayor tamaño corporal 16.
Una de las aportaciones de Stunkard y Messick 3 al campo del comportamiento alimentario ha consistido, por tanto, en elaborar una nueva escala que, teniendo en cuenta los planteamientos previos respecto a la alimentación 4,5, contempla nuevas variables y amplia el estudio del comportamiento alimentario a población con y sin restricción alimentaria y que ha recibido o no tratamiento para la reducción del peso corporal. El TFEQ analiza el fenómeno de la alimentación desde una triple vertiente psicológica (cognitiva, conductual y emocional) y vaticina el papel que desempeñan los factores emocionales en la alimentación. Uno de los principales hallazgos del TFEQ fue que la restricción en las personas que recibían tratamiento para la reducción del peso corporal no correlacionó con los cambios de peso en el grupo de personas diagnosticadas con trastornos afectivos, sino que fue la desinhibición la que predijo el cambio de peso durante la depresión (cuanto mayor fue la puntuación de desinhibición, mayor fue el aumento de peso), a diferencia de los resultados de otros estudios donde las puntuaciones en la escala de desinhibición se hallaron altamente correlacionadas con las puntuaciones en la escala de restricción, siendo este último factor el que predijo el cambio de peso. Por tanto, los estados afectivos deberán considerarse en la explicación del comportamiento alimentario. Cabe mencionar al respecto, y en relación con la población objeto de estudio en este artículo, que diferentes investigaciones han hallado un mayor riesgo de agotamiento entre los empleados en el sector de la salud 17. Además, la inteligencia emocional está altamente relacionada con el síndrome de desgaste profesional, tanto en profesionales del campo de la enfermería como en estudiantes universitarios 18,19. En un reciente estudio sobre factores protectores y de riesgo de síndrome de desgaste profesional en auxiliares de enfermería, se obtuvo que la autoeficacia general, así como el manejo del estrés, actuaron como factores protectores frente a la probabilidad de agotamiento 19. Estos resultados revelan que es necesario disminuir el estrés y reforzar la salud física y psicológica de este sector de la población.
Por otro lado, respecto a la validez de constructo de las dimensiones del TFEQ, en el estudio de Stunkard y Messick 3, mientras que la interpretación de los factores restricción y hambre en los análisis realizados en los distintos grupos (dos grupos extremos, con y sin restricciones dietéticas, y un grupo intermedio) fue estable, la desinhibición fue interpretada inicialmente como "labilidad conductual y en relación con el peso", y posteriormente se definió como "desinhibición en el control de la alimentación", con lo que los autores sugieren que este factor debería estar sujeto a evaluación continuada. Además, hallaron altas correlaciones entre las escalas de desinhibición y hambre en el grupo de personas sin restricciones en la alimentación por tratamiento. Así, entre las personas con restricciones alimentarias, cuanto más elevadas eran las puntuaciones en el control cognitivo sobre la ingesta, más bajas eran las puntuaciones en labilidad; sin embargo, a mayor puntuación en la percepción del hambre, las puntuaciones eran más elevadas en labilidad. Por el contrario, en el grupo extremo de personas sin restricción dietética ("comedores libres"), cuanto más elevadas eran las puntuaciones en control cognitivo, más altas eran las puntuaciones en labilidad. A partir de estos hallazgos, los autores sugieren que las escalas de desinhibición y hambre podrían fusionarse en el grupo de personas con restricciones alimentarias.
El TFEQ ha sido traducido a diferentes idiomas 20,21,22,23 y validado para población adulta, generalmente con patología alimentaria 21,24,25 y adolescentes del ámbito universitario 20,23,26,27,28,29. La importancia y aportación de este artículo es que se pretende una validación a la población adulta española y sin patología. Sin embargo, hay autores que señalan diferentes ideas sobre su estructura. En la versión española del TFEQ validada por Sánchez-Carracedo y cols. 20), con una muestra de 335 estudiantes universitarias que presentaban una edad media de 19 años, en un rango de 17 y 26 años (DT = 1,48), se obtuvieron dos factores que explicaron el 30% de la varianza total (restricción, α = 0,89; desinhibición, α = 0,86). Estos mismos resultados fueron obtenidos por López-Aguilar y cols. (26) con una muestra de 604 mujeres mejicanas (M = 20,28; DT = 5,70).
Sin embargo, por otro lado, el estudio de Martín-García y cols. 30 con población infantil y adolescente que no presentaba a priori trastornos de la conducta alimentaria corroboró la existencia de los tres factores del TFEQ-R21 original: restricción cognitiva, ingesta incontrolada e ingesta emocional, con un alfa de Cronbach de 0,73 para el total de la escala. Resultados en esta misma dirección fueron alcanzados por De Medeiros y cols. 29 con una muestra de 410 estudiantes universitarios brasileños. La propuesta inicial de tres factores ha sido también apoyada por otros dos estudios que examinaron la estructura factorial de la versión española y griega del TFEQ-R18 27,28. En el estudio de Kavazidou y cols. 27. los coeficientes alfa estimados fueron de 0,76, 0,83 y 0,83 para los factores restricción cognitiva, ingesta incontrolada e ingesta emocional, en este orden. Por su parte, en la investigación de Jáuregui-Lobera y cols. 28, los factores ingesta incontrolada, ingesta emocional y restricción cognitiva explicaron el 19,14%, el 17,68% y el 16,30% de la varianza total, respectivamente. En esta investigación, los índices de fiabilidad para los distintos factores fueron adecuados (α = 0,87, α = 0,79 y α = 0,74, para cada una de las subescalas anteriores), con un valor total de consistencia interna del cuestionario de 0,83.
Así, el propósito de este estudio es analizar si el TFEQ es un modelo válido para las diferentes culturas y sociedades, ya que esta escala ha despertado gran interés en los últimos años. Además, se pretende analizar las propiedades psicométricas, así como la estructura, y proponer la versión o modelo más adecuado para su aplicación a los profesionales de la salud, concretamente, en enfermería.
MÉTODO
PARTICIPANTES
Se cuenta con una muestra inicial de 1.094 enfermeros/as de la Comunidad de Andalucía (España) seleccionados de forma aleatoria entre los centros de trabajo relacionados con la salud, teniendo en cuenta las provincias como conglomerados. De la muestra, se fueron eliminados aquellos participantes que habían contestado de forma aleatoria o no habían finalizado la encuesta. Así, la muestra de estudio quedó finalmente integrada por un total de 983 sujetos, de los cuales el 64,8% (n = 637) se encontraba trabajando de forma discontinua y el 35,2% (n = 346) restante, con contrato de trabajo fijo.
La media de edad de los participantes fue de 32,76 años (DT = 6,59), con edades comprendidas entre los 22 y los 57 años. Del total de la muestra, el 84,9% (n = 835) eran mujeres y el 15,1% (n = 148) eran hombres, con una media de edad de 32,71 años (DT = 6,66) y 33,05 años (DT = 6,26), respectivamente. Atendiendo al estado civil, el 49% (n = 482) eran solteros, el 48,3% (n = 475) eran casados, el 2,4% (n = 24) eran divorciados o separados y el 0,2% (n = 2), viudos.
INSTRUMENTOS
Se elaboró un cuestionario ad hoc para la recogida de datos sociodemográficos (edad, sexo, estado civil y titulación), así como para recopilar información sobre su profesión y desempeño laboral: años de experiencia, situación laboral (fijo o discontinuo), turnos de trabajo (rotativos, de 12 o más horas, solo noches y de mañana/tarde) y número de usuarios atendidos en una jornada de trabajo.
El Three Factor Eating Questionnaire (TFEQ) fue elaborado por Stunkard y Messick 3, concretamente la versión de Karlsson y cols. 21. Se trata de un cuestionario de 18 ítems referidos a la conducta alimentaria y se valora a través de una escala tipo Likert de 1 (raramente) a 4 (siempre). Permite evaluar tres dimensiones de la conducta alimentaria: restricción cognitiva, ingesta incontrolada e ingesta emocional.
PROCEDIMIENTO
Para la traducción de la escala TFEQ original se han seguido los pasos de Martín-García y cols. 30. Se comenzó con la traducción de la escala original realizada por dos especialistas independientes de habla castellana españoles, basándonos en la traducción propuesta por Jáuregui-Lobera y cols. 28. La traducción fue enviada a un grupo de expertos en nutrición y estos comprobaron e incluyeron vocabulario específico para ser comprendido por adultos sin formación específica en ese ámbito. Un pequeño estudio piloto fue llevado a cabo (n = 14) con características similares a la muestra objeto de estudio (profesionales de enfermería, con situación laboral activa, de entre 22 y 55 años de edad). Durante el desarrollo del cuestionario respondían a algunas preguntas para ver si estaban entendiendo el cuestionario. Revisados los comentarios, se procedió a construir la versión final del cuestionario, que coincidía con la empleada por Jáuregui-Lobera y cols. 28 con adolescentes.
Previa a la recogida de datos, se garantizó el cumplimiento de los estándares de información a los participantes, confidencialidad y ética en el tratamiento de los datos. Se llevó a cabo la implementación de los cuestionarios a través de una plataforma web que permite la cumplimentación on-line por parte de los sujetos. Para el control de las respuestas al azar o incongruencias, se incluyó una serie de preguntas de control que detectaban estos casos, que fueron descartados de la muestra de estudio.
ANÁLISIS DE DATOS
Se realiza un análisis descriptivo transversal en una muestra de adultos trabajadores de enfermería, sin patología alimentaria. En primer lugar, se confirma la normalidad multivariante de la muestra según el criterio de Finney y DiStefano 31, para quienes dos y siete son los valores máximos permitidos para la asimetría y la curtosis. En nuestro caso, los valores máximos son de 1,02 y 1,49, respectivamente, tal y como se viene realizando en análisis estadísticos de similares características 32. En el análisis factorial exploratorio se utilizó la extracción de componentes principales con el método de rotación Oblimin directo, que permite la correlación entre factores que existen. A partir del análisis exploratorio y los diferentes estudios previos de validación del cuestionario en la misma y otras versiones, se proponen cuatro modelos. Se realiza un análisis factorial confirmatorio para los diferentes modelos tomando como medidas los siguientes índices de ajuste: χ2/gl, índice de ajuste comparativo (en inglés, comparative fit index, CFI), índice Tucker-Lewis (TLI) y Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) con su intervalo de confianza (IC) al 90%. Se usa el índice χ2/gl y se consideran aceptables valores inferiores a cinco 33, valores de CFI e IFI superiores o cercanos a 0,95 y, para RMSEA, valores inferiores o muy próximos a 0,06 34.
Para comprobar la fiabilidad del instrumento, se calculan el alpha de Cronbach 35 y el índice de fiabilidad compuesta. Además, se realiza un análisis que apoye el carácter invariante de la estructura factorial propuesta en función del sexo. En primer lugar, se comprobó por separado en ambas submuestras la bondad del ajuste de dichas estructuras (modelos M0a-Hombre y M0b-Mujer). Los modelos anidados resultantes son cuatro. Se evaluó: a) modelo 1: se consideran ambas submuestras de manera simultánea con una estimación libre de los parámetros; b) modelo 2: se muestra la invariancia métrica; c) modelo 3: se muestra la invariancia escalar; y d) modelo 4: invariancia estricta.
Sin un criterio de consenso para determitar los criterios a emplear para avaluar la diferencia de ajuste entre los diferentes modelos anidados 36, de cara a la evaluación de su ajuste, esta investigación se ha centrado en el ΔCFI. Así, el modelo es completamente invariante si el valor hallado en el ΔCFI es inferior a 0,01 37.
Los análisis fueron realizados mediante el paquete estadístico SPSS versión 23.0 para Windows y el programa AMOS 22.
RESULTADOS
ANÁLISIS FACTORIAL EXPLORATORIO
El análisis de componentes principales (método elegido ya que el nivel determinante p = 0,000 muestra un muy alto grado de intercorrelación entre las variables, requisito de este método) revela la existencia de dos componentes con valores propios superiores a 1 20,26. De este modo, observamos cómo el diagrama de sedimentación (scree test) señala la adecuación de realizar una rotación con dos factores, con valores propios de 6,87 y 2,62, respectivamente, ya que están claramente distanciados del tercero con una puntuación de 0,94 (Fig. 1).
Tras la realización del análisis factorial seleccionamos de la matriz de componentes rotados los ítems cuyas saturaciones factoriales fueron superiores a 0,40. De este modo, vemos en la Tabla 1 cómo el factor 1 se corresponde con los ítems que engloban el factor ingesta incontrolada e ingesta emocional de la escala; así, todos ellos se engloban dentro del componente desinhibición de la escala original. Este factor 1 se compone de 12 ítems, todos con pesos mayores de 0,60 y que explican el 38,18% de la varianza. El factor 2 se compone de seis ítems que forman el componente restricción cognitiva, explicando el 14,54% de la varianza. Dentro de este factor, los ítems 15 y 16 son los valores residuales estandarizados más pequeños, por lo que se propone un modelo donde estos sean eliminados tanto de dos como de tres factores.
Tabla I Estructura factorial, comunalidades (h2), autovalores, alfa de Cronbach y porcentaje de varianza explicada (n = 983). Método de extracción: análisis de componentes principales
Nota: los ítems son listados en orden decreciente según su saturación. Coeficiente de visualización > 0,40. F1: desinhibición; F2: restricción.
Tabla II Índices de ajuste para los diferentes modelos propuestos
CFI: índice de ajuste comparativo; TLI: índice Tucker-Lewis; RMSEA: Root Mean Square Error of Approximation; IC: intervalo de confianza; gl: grados de libertad; Est.: estimación; Inf.: inferior; Sup.: superior.
En la Tabla 2 analizamos el ajuste de los diferentes modelos del cuestionario según los diferentes estudios. Observamos cómo el modelo con mejor ajuste es el que indica la existencia de tres factores (en lugar de dos factores, como nos señalaban el análisis exploratorio y otros estudios de validación de la estructura en otras versiones del cuestionario) y un total de 18 ítems (χ2/gl = 4,594; CFI = 0,945; TLI = 0,935; RMSEA = 0,061). Es decir, conservando los ítems 15 y 16, que en otras versiones del cuestionario eran eliminados 27 (Fig. 2).
Analizamos la fiabilidad del modelo a través del alfa de Cronbach, donde vemos que para toda la muestra tenemos un α = 0,88 para el factor 1 (ingesta controlada), compuesto por nueve ítems; un α = 0,90 para el factor 2 (ingesta emocional), compuesto por tres ítems; y finalmente, un α = 0,85 para el factor 3 (restricción cognitiva), compuesto por seis ítems.
Observamos en la Tabla 3 los valores para los seis modelos diferentes y vemos cómo el valor de ΔCFI es menor de 0,01. Concretamente, el valor de ΔCFI entre el modelo 1 (modelo base conjunto) y el resto de los modelos es de 0,004, por lo que podemos aceptar la invariancia configural, métrica, escalar, y estricta.
DISCUSIÓN
Los resultados expuestos evidencian la validez y consistencia del instrumento TFEQ en el ámbito de los adultos mayores sin patología y dentro de los profesionales de la salud, concretamente en enfermería, con muestra española. Asimismo, muestra su utilidad e interés para valorar la conducta alimentaria, no exclusivamente en el ámbito de la evaluación sino también en el de la intervención, a nivel gubernamental y organizacional. Estos hallazgos coinciden con los obtenidos por otros investigadores con muestras de niños y adolescentes españoles 28,30.
Al analizar psicométricamente el instrumento, en el análisis exploratorio se hallaron dos factores, con valores superiores a 1, al igual que se ha obtenido en otras versiones del cuestionario 20,26. El factor 1 englobó los ítems de la dimensión ingesta incontrolada e ingesta emocional y quedó formado por un total de 12 ítems, que se correspondieron con el componente desinhibición de la escala original. Este factor explicó el 38,18% de la varianza. El factor 2 se compuso de seis ítems y conformó el componente restricción cognitiva, explicando el 14,54% de la varianza. Por su parte, el estudio de Sánchez-Carracedo y cols. 20 reveló también la existencia de dos factores: el de restricción, que era prácticamente similar al del TFEQ original, y el de desinhibición, que englobaría a los ítems del factor desinhibición y hambre de la escala original. Resultados en esta misma dirección fueron hallados más recientemente por López-Aguilar y cols. 26, con muestras exclusivamente femeninas en ambas investigaciones. Respecto a la relación entre conducta alimentaria y sexo, siguiendo las recomendaciones de Stunkard y Messick 3, las diferencias en la conducta alimentaria debidas al sexo deberían ser interpretadas con cautela y se requeriría un mayor número de estudios en esta dirección.
Aunque el análisis exploratorio orientaba la elección de dos factores para explicar la conducta alimentaria, en nuestro análisis confirmatorio el modelo con mejor ajuste indicó la existencia de tres factores y un total de 18 ítems, conservando los ítems 15 y 16 a diferencia de otras versiones del cuestionario en las que fueron eliminados 27. Los tres factores principales encontrados fueron muy similares a los hallados por Kavazidou y cols. 27:
El primer factor, centrado en la ingesta incontrolada (tendencia a comer más de lo normal debido a una pérdida de control sobre la ingesta, acompañado de sensaciones subjetivas de hambre), incluyó en ambas investigaciones nueve ítems. Este primer factor fue también parecido al extraído por Karlsson y cols. 21 con población obesa sueca y donde las escalas de desinhibición y hambre del cuestionario original de Stunkard y Messick 3 se agruparon en una subescala única, etiquetada como ingesta incontrolada.
El segundo factor giró en ambas investigaciones en torno a la ingesta emocional (incapacidad para resistir las señales emocionales) y estuvo compuesto por tres ítems. Esto es similar a la escala obtenida por Karlsson y cols. 21, donde la ingesta de alimentos se relacionó con sentimientos de soledad, desolación, melancolía y ansiedad.
al tercer factor hallado en nuestro estudio, restricción cognitiva (restricción consciente de la ingesta de alimentos para controlar el peso corporal o para promover la pérdida de peso), muchos de los contenidos incluidos coinciden con los comprendidos en el factor descrito por Kavazidou y cols. 27, con la diferencia de que en nuestro caso la escala estaba compuesta por seis ítems y en su caso se eliminaron los ítems 15 y 16 (¿con qué frecuencia evitas almacenar alimentos muy tentadores/apetecibles? y ¿con qué probabilidad comes conscientemente menos de lo quieres?, respectivamente), como se ha comentado anteriormente. Este factor se asemeja al extraído por Karlsson y cols. 21, en cuya investigación la escala de restricción cognitiva se acortó también a seis ítems.
En nuestro estudio, estos tres factores explicaron el 52,72% de la varianza total, coincidiendo con los resultados obtenidos en otras investigaciones 28.
En cuanto a la consistencia interna de la escala, los índices de fiabilidad interna obtenidos en las tres dimensiones fueron óptimos. Así, el alfa de Cronbach fue de 0,88 para el factor ingesta incontrolada, 0,90 para el factor ingesta emocional y 0,85 para el factor restricción cognitiva, en todas las dimensiones incluso más elevados que los obtenidos en estudios similares 27,28.
En síntesis, el TFEQ es un modelo válido para las diferentes culturas y sociedades. Al analizar las propiedades psicométricas, así como la estructura, se propone la versión de 18 ítems que evalúan tres factores para su aplicación a los profesionales de la salud, concretamente, en enfermería, con el objetivo principal de analizar los aspectos psicológicos de la alimentación de este sector de la población e incidiendo en el importante papel que desempeñan los factores emocionales en el ámbito de la alimentación. De este modo, el presente cuestionario podría ser aplicado a otros profesionales y otros ámbitos, aspecto que podría implementarse en el futuro debido a la importancia que actualmente tiene la alimentación, con el objetivo último de analizar los aspectos más psicológicos relacionados con la conducta alimentaria y facilitando la implementación de programas de intervención.
