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INTRODUCCIÓN
En la actualidad, existe un aumento significativo en las prevalencias de sobrepeso y obesidad (SP-OB) a nivel mundial, que ha afectado sobre todo a poblaciones en edades infantiles (1,2). El acceso a la comida rápida, la reducción de costos y el alto contenido de azúcares y grasas ha repercutido en el aumento del consumo de estos alimentos en poblaciones con edades cada vez menores (3,4). Recientemente, algunos estudios han puesto interés en el análisis de variables para explicar el desarrollo del SP-OB, en especial en población infantil y, sobre todo, en variables que definen comportamientos de consumo de alimentos procesados con alto contenido hipercalórico, los cuales pueden producir conductas adictivas en las personas (4,5).
Las conductas adictivas en la alimentación han sido evaluadas mediante el término de “adicción a la comida” (3,4), que se refiere a una conducta alimentaria con la característica de ingerir de manera excesiva alimentos hipercalóricos (6). Algunos autores han utilizado este término en adultos y niños con el fin de analizar el comportamiento adictivo hacia la comida y el desarrollo del SP-OB (4,7,8). Estos estudios han evidenciado que una exposición temprana a los alimentos procesados con alto contenido hipercalórico, de grasas y azúcares aumenta la probabilidad de desarrollar conductas adictivas en el futuro y un aumento perjudicial del peso corporal.
Con la finalidad de estudiar este problema de salud, se ha utilizado y validado la escala Yale Food Addiction Scale (YFAS) para adultos en diferentes poblaciones a nivel mundial (9-12). Esta única escala desarrollada por Gearhardt, Corbin y Brownell (13) pretende medir el concepto de “adicción a la comida” basado en los criterios diagnósticos del Manual Diagnóstico y Estadístico de los Trastornos Mentales (DSM-6). Además de la escala YFAS, el aumento de comportamientos adictivos a temprana edad ha hecho que se desarrollen instrumentos de medición acorde a las edades en población joven (Yale Food Addiction Scale for Children 2.0 [YFAS 2.0]) (14) y para población pediátrica (Yale Food Addiction Scale for Children [YFAS-C]) (15). Estas escalas, en especial la escala YFAS-C, han hecho que se necesite estudiar la “adicción a la comida” en otros países con idiomas diversos. Como con la escala YFAS para adultos, se ha realizado una validación transcultural para población española de la escala YFAS-C en niños de cuatro a 16 años de edad (3) y se carece literatura sobre traducción y adaptación en población mexicana para adolescentes y niños.
En este sentido, se requieren más estudios con el fin de validar y adaptar la escala YFAS-C en población mexicana. Por lo anterior, el objetivo del presente estudio fue evaluar las propiedades psicométricas y validar y adaptar la escala YFAS-C en una población de niños y adolescentes mexicanos de siete a 14 años.
MATERIAL Y MÉTODOS
Se realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC) de las propiedades psicométricas de la escala YFAS-C mediante una encuesta transversal. La muestra se determinó de acuerdo con el número de participantes por cada ítem de una escala (16), para lo cual estuvo constituida por 448 niños y adolescentes de 7-14 años de edad que asistieron a instituciones de educación básica en el noreste de México. El muestreo fue no probabilístico discrecional. Los criterios de inclusión fueron: a) niños/adolescentes que pudieran permanecer de pie al menos cinco minutos para la medición de peso y talla; y b) niños/adolescentes que no presentasen un problema para el entendimiento y la lectura del instrumento de medición.
MEDICIONES
Se recolectaron las características demográficas de la muestra en relación a edad y sexo. Para el índice de masa corporal (IMC), se realizaron mediciones antropométricas de peso y estatura.
El cuestionario YFAS-C consta de 25 ítems e incluye categorías de respuestas mixtas, es decir, dicotómicas (opciones de “sí” y “no”) y tipo Likert, con opciones de respuesta 1 = nunca, hasta 5 = siempre. La escala se divide en siete síntomas y, una vez verificados estos, es posible establecer la presencia de significancia clínica:
La sustancia se ingiere en mayor cantidad y por un periodo más largo de lo previsto (preguntas 1-3).
Deseo persistente o repetidos intentos fallidos para dejar de consumirlo (preguntas 4, 17, 18 y 25).
Tiempo de obtención y uso de la sustancia o recuperación de sus efectos (preguntas 5-7).
Aspectos sociales, ocupacionales o recreativos que se abandonan o se reducen debido a la sustancia (preguntas 8-11).
Uso de la sustancia a pesar del conocimiento de las consecuencias adversas (por ejemplo, no cumplir con las obligaciones o seguir utilizándola incluso cuando sea físicamente peligroso) (pregunta 21).
Tolerancia (preguntas 22 y 23).
Síntomas de abstinencia característicos, consumo de sustancia para aliviar la abstinencia (preguntas 12-14).
Asimismo, incluye dos preguntas que evalúan el deterioro clínicamente significativo (preguntas 15 y 16) (3,15,16).
De las 25 preguntas, 18 tienen una puntuación con escala tipo Likert (nunca, rara vez, a veces, a menudo/muy seguido y siempre) y siete preguntas son dicotómicas y ofrecen puntuación dicotómica (sí/no). Tres preguntas no se puntúan (preguntas 19, 20 y 24).
Para la asignación de la puntuación individual de cada ítem, se establecen puntos de corte para cada pregunta. Para cada criterio no cumplido se asigna el valor de 0 y para cada criterio cumplido, el valor de 1. En las preguntas 21, 22 y 23, los valores dicotómicos se clasifican en 1 = sí y 0 = no; en la pregunta 25, lo hacen de manera invertida, es decir, 1 = no y 0 = sí; con respecto a las preguntas 8, 10 y 11, con escala tipo Likert, las siguientes opciones de respuesta se clasifican en 0 = nunca y rara vez y 1 = algunas veces, a menudo/muy seguido y siempre. Para las preguntas 3, 5, 7, 9 y 12-16, se clasifican en 0 = nunca, rara vez y algunas veces y 1 = casi siempre y siempre, mientras que para las preguntas 1, 2, 4 y 6 se clasifican en 0 = nunca, rara vez, a veces y a menudo/muy seguido y 1 = siempre.
Después de calcular cada punto de corte de la escala, las preguntas se resumen bajo cada criterio; si el criterio se cumple en al menos una pregunta de cada síntoma, entonces presenta dicho síntoma. Para la puntuación total de la escala se obtiene el diagnóstico de la “adicción a la comida” a través de la suma de al menos tres síntomas y el deterioro clínicamente significativo después de haber obtenido la sumatoria de los síntomas.
TRADUCCIÓN Y ADAPTACIÓN DE LA YFAS-C
El proceso de traducción y adaptación se llevó a cabo de acuerdo a Beaton y cols. (17). La traducción directa del idioma inglés al español se llevó a cabo por dos traductores certificados y la traducción inversa, de igual manera, por dos traductores certificados diferentes. Se evaluó cada una de las preguntas con la finalidad de valorar la coherencia y la claridad de los ítems. La prueba piloto se llevó a cabo en una muestra representativa de 218 niños. En la primera etapa, se realizó la traducción al español; en una segunda etapa se resolvieron las discrepancias identificadas en algunas preguntas; posteriormente, se llevaron a cabo una traducción inversa al idioma original y una revisión por expertos en trastornos alimenticios en población pediátrica; y en la última etapa se realizó una prueba piloto con el fin de adaptar culturalmente el instrumento y la evaluación de las propiedades métricas. Las etapas fueron guiadas a través de diversos estudios (3,15).
ANÁLISIS DE DATOS
Para evaluar la puntuación total de YFAS-C se realizaron análisis descriptivos (medidas de tendencia central, frecuencias y porcentajes). Se estimaron los valores de consistencia interna (alfa de Cronbach [α]) para establecer la fiabilidad de la escala y sus factores, considerando como valores aceptables puntuaciones superiores a 0,60.
Para definir la pertinencia del instrumento, se realizó un análisis factorial exploratorio considerando la prueba de esfericidad de Bartlett y la medición del parámetro de Kaiser-Meyer-Olkin. También se utilizó el procedimiento de rotación factorial de los componentes bajo el sistema de normalización Varimax. Asimismo, se contempló el AFC empleando el método de estimación de máxima verosimilitud. El modelo analizado se comparó mediante los siguientes índices de bondad de ajuste: cociente entre el estadístico Chi-cuadrado y sus grados de libertad (CMIN/DF), el índice de bondad de ajuste (GFI), el índice de ajuste comparativo (CFI), los índices de ajuste (GFI) de Jöreskog y Sörbom y GFI ajustado (AGFI), la raíz cuadrática media estandarizada residual (SRMS) y el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA).
Se consideraron los siguientes valores de referencia: CMIN/DF utilizando el enfoque recomendado por Hu y Bentler, que menciona que un valor pequeño CMIN/DF debería ser menor de 4,00; a menor índice, mejor ajuste (18,19). Asimismo, se utilizaron los valores de CFI > 0,90, GFI y AGFI > 0,90, SRMS < 0,08 y RMSEA < 0,05 (20).
Los datos se recopilaron y analizaron mediante el paquete estadístico SPSS para Windows 23.0 (SPSS, Inc., Chicago, IL) y el programa IBM-AMOS versión 23. Los análisis de correlación entre los mismos factores se realizaron mediante correlaciones de Spearman, con nivel de significancia de p < 0,05.
Consideraciones éticas
El estudio se apegó a lo dispuesto en el reglamento de la Ley General de Salud en Materia de Investigación para la Salud en México sometido a evaluación y cumplió con los aspectos éticos y metodológicos requeridos para la investigación con seres humanos (HGSH-2022-04). Se siguieron los lineamientos éticos contenidos en la Declaración de Helsinki.
RESULTADOS
La edad promedio de los participantes fue de 10,38 años (DE = 1,69) y el 52 % (n = 233) de ellos correspondió al sexo masculino. La media de IMC fue de 19,69 (DE = 4,45). En cuanto a la clasificación por percentiles, el 5,4 % presentó infrapeso (percentil < 5, n = 24), el 53,6 % presentó un IMC normal (percentil < 85, n = 240), el 18,8 % mostró sobrepeso (percentil 85-94,9, n = 84), y el 22,3 %, obesidad (percentil ≥ 95, n = 100).
Análisis factorial exploratorio
Con relación a la prueba de esfericidad de Bartlett, los valores comprueban la adecuación de la matriz para el análisis, indicando pertinencia del modelo factorial (Tabla I). Utilizando el método de extracción de componentes principales, se identificaron cuatro componentes con valores de 6,51, 1,44, 1,29 y 1,11, que explicaron el 47,1% de la varianza muestral. En la tabla II se detallan los eigen values y varianzas de los factores de los reactivos en cada uno de los factores donde se utilizó el sistema de normalización Varimax.
Tabla II. Eigen values y varianza explicada de los factores.
Método de extracción: análisis de componentes principales.
En cuanto a los componentes obtenidos (Tabla III), el primero (1. Abstinencia y abandono de actividades importantes) tiene los ítems 3, 5 y 7-16, los cuales se enfocan en síntomas de abstinencia característicos, consumo de sustancia para aliviar la abstinencia y aspectos sociales, ocupacionales o recreativos que se abandonan o se reducen debido a la sustancia.
Tabla III. Matrix de componentes rotados.
Método de extracción: análisis de componentes principales. Método de rotación: normalización Varimax.
Factores: 1 = abstinencia y abandono de actividades importantes; 2 = alimento consumido en mayor cantidad y más tiempo invertido en su consumo; 3 = deseo persistente; 4 = tolerancia y consumo de alimentos a pesar de las consecuencias.
El segundo componente (2. Alimento consumido en mayor cantidad y más tiempo invertido en su consumo) incluye los ítems 1, 2 y 6. La sustancia se ingiere en mayor cantidad y por un periodo más largo de lo previsto y tiempo de obtención y uso de la sustancia o recuperación de sus efectos.
En el tercer componente (3. Deseo persistente o repetidos intentos fallidos para dejar de consumirlo) están los ítems 4, 17, 18 y 25.
Por último, en el cuarto componente (4. Tolerancia y consumo de alimentos a pesar de las consecuencias), los ítems son 21, 22 y 23.
ANÁLISIS FACTORIAL CONFIRMATORIO
El AFC se realizó utilizando la matriz de componentes rotados. Se halló que los índices de bondad de ajuste cumplieron con los valores requeridos (CFI = 0,906; GFI = 0,932; AGFI = 0,915; SRMS = 0,007; RMSEA = 0,043) (Tabla IV), es decir, que la estructura de la escala fue adecuada en los participantes del estudio (Fig. 1).
Tabla IV. Índices de bondad de ajuste del modelo propuesto.
AFC: análisis factorial confirmatorio; CMIN/DF: cociente entre el estadístico Chi-cuadrado y sus grados de libertad; CFI: índice de ajuste comparativo; GFI: índice de bondad de ajuste; AGFI: GFI ajustado; SRMR: raíz cuadrática media estandarizada residual; RMSEA: error cuadrático medio de aproximación de raíz.
p-valor: < 0,001.
FIABILIDAD
Se realizó análisis de consistencia interna al modelo original propuesto (15) de 25 ítems, el cual mostró valores aceptables (α = 0,78.). Los valores fueron similares al modelo ajustado de 22 ítems, el cual también mostró consistencia interna aceptable (α = 0,82). Asimismo, se realizaron análisis de correlación entre los mismos factores del modelo ajustado, en donde se obtuvieron correlaciones positivas (Tabla VI).
Tabla VI. Correlación de los factores del modelo.
n = 448;.
*p < 0,01;
†p < 0,001.
Factores: 1 = abstinencia y abandono de actividades importantes; 2 = alimento consumido en mayor cantidad y más tiempo invertido en su consumo; 3 = deseo persistente; 4 = tolerancia y consumo de alimentos a pesar de las consecuencias.
Las categorías del YFAS-C-M se asociaron con un IMC más alto (χ2 = 22,71, β = ,17, p < 0,001). Asimismo, el diagnóstico de AC en el nuevo instrumento (criterio para diagnóstico de AC = 3 o más categorías) se asoció con el diagnóstico de AC en el instrumento original (χ2 = 48,90, β = 2,61, p < 0,001). Se presentaron más casos con diagnóstico de AC en participantes con obesidad.
DISCUSIÓN
El objetivo del presente estudio fue evaluar las propiedades psicométricas y validar y adaptar la escala YFAS-C en una población de niños y adolescentes mexicanos de siete a 14 años. De acuerdo con la versión original de la escala YFAS-C en idioma inglés, los 25 reactivos se correlacionaron significativamente. Asimismo, la escala original cuenta con siete subescalas.
El análisis factorial exploratorio sugirió una estructura de cuatro componentes aceptables que incluyeron todos los reactivos, mientras que en otros estudios encontraron cinco componentes principales (3,15,21). Las diferencias pudieron deberse a las características de la población y al tipo de escala validada, dado que uno de los estudios validó la escala YFAS en adultos, mientras que el otro realizó la validación en un grupo de edad de niños y adolescentes. En este último se encontró que la pregunta 11 (“Evito lugares donde no poder comer la comida que me gusta”) no representa importancia para su estudio, en comparación al estudio presentado, donde es indispensable tomarla en cuenta.
Los autores del instrumento original realizaron el análisis factorial con un solo factor. Sin embargo, al realizar el análisis factorial exploratorio extrayendo los componentes con la rotación Varimax, se logró conservar la estructura factorial de los criterios o síntomas que conforman la variable y el total de las preguntas. El primer componente fue el más extenso y el que representa la esencia de la variable AC, por contener la mayor cantidad de síntomas (abstinencia característica, consumo de sustancia para aliviar la abstinencia y aspectos sociales, ocupacionales o recreativos que se abandonan o se reducen debido a la sustancia).
El segundo componente describió la ingesta y el tiempo en la obtención del alimento. El tercero expresó el deseo persistente o repetidos intentos fallidos para dejar de consumirlo. El cuarto componente expresó la tolerancia y el uso a pesar de las consecuencias. Comparado con un estudio realizado en población brasileña (21) en donde utilizaron un modelo de dos factores para validarlo al idioma portugués, el modelo de factor único, con cinco ítems (17, 18, 21, 23 y 25), mostró un bajo coeficiente de correlación, según el punto de corte sugerido por Kline (22).
Las categorías del YFAS-C-M se asociaron con un IMC más alto (χ2 = 22,71, β = ,17, p < 0,001) y se identificó un mayor número de participantes con obesidad con este trastorno alimenticio. Resultados similares encontrados por Jiménez y cols. (16) señalan una tendencia de resultados positivos (23,26 %, p = 0,0637, OR 1,5982, IC: 0,9786-2,61) en los participantes que presentan obesidad.
Aunque el presente estudio muestra una herramienta importante para la prevención y el tratamiento de la obesidad infantil en México, existen algunas limitaciones. El estudio se llevó a cabo en una muestra de niños y adolescentes en el norte del país, por lo que solo puede generalizarse a poblaciones con características similares a las de los participantes. Así, también se realizó solo en instituciones de educación pública, que representa a la población de bajos recursos económicos. Se recomienda realizar estudios en otros grupos de niños y adolescentes de diferentes regiones del país e incluir a los niños de cuatro a seis años de edad. Además, es necesario realizar análisis test-retest y validez convergente y divergente o discriminante, que no fueron realizados en el presente estudio para complementar la fiabilidad y validez. No obstante, los resultados obtenidos aportan datos preliminares en la validación de la escala en niños y adolescentes mexicanos.
CONCLUSIÓN
En resumen, la versión de YFAS-C en español obtenida en el presente estudio logró hallar correlaciones adecuadas y una validación que permite su uso en la población objetivo. Se considera que podría ser útil para la práctica clínica con relación a la adicción a la comida y en estudios futuros de investigación. De igual manera, se recomienda seguir analizando el modelo original y el ajustado analizado en este estudio y estudiar la invarianza de sus parámetros en muestras representativas procedentes de la misma población o de otras afines, así como continuar estudiando otros factores relacionados con el SP-OB en niños que hagan posible el diseño de intervenciones efectivas para prevenir y reducir este problema y las comorbilidades asociadas.
