Influencia de los hábitos de la población adolescente sobre la autoimagen y el riesgo de trastorno de la conducta alimentaria

Influence of teenager habits on self-image and risk of eating disorders

E. Vara Robles^a, R. Pons Grau^b, F. Lajara Latorre^b, S. Mónica Molina^a, L. Parrón Lagunas^b, R. Porras Benjumea^b

^aPediatra. Servicio de Pediatría. Área Básica de Salud Nova Lloreda. Badalona, Barcelona. España.
^bEnfermería Pediátrica. Servicio de Pediatría. Área Básica de Salud Nova Lloreda. Badalona, Barcelona. España.

Los autores declaran no presentar conflictos de intereses en relación con la preparación y publicación de este artículo.

RESUMEN

Objetivo: valorar el entorno familiar y los hábitos de la población adolescente de nuestra área para detectar posibles factores asociados con alteraciones de la autoimagen o un mayor riesgo de presentar un trastorno de la alimentación.
Material y métodos: 158 entrevistas a adolescentes que cursaban 1.^o y 2.^o de Enseñanza Secundaria Obligatoria, recogiendo sexo, edad, entorno familiar y social, horas de pantallas y contenidos, horas de deporte, horas de lectura y contenidos, autoimagen, test de actitud ante la alimentación (EAT-26) y somatometría.
Resultados: el análisis de regresión logística mostró una asociación estadísticamente significativa entre la autoimagen correcta y las horas de deporte practicado (B = 0,11; p = 0,047), el hecho de tener hermanos (B = -1,4; p = 0,019), la puntuación total en el EAT-26 (B = -0,06; p = 0,005) y el índice de masa corporal (B = -0,1; p = 0,031).
Conclusiones: el fomento del ejercicio físico y la difusión de ideas correctas sobre la imagen corporal pueden influir positivamente en una mejor autoimagen de la población adolescente y, del mismo modo, ayudar a prevenir posibles trastornos de la alimentación.

Palabras clave: Adolescentes. Hábitos. Imagen corporal. Trastornos de la alimentación. Deporte. Índice de masa corporal.

ABSTRACT

Key words: Adolescent. Habits. Body image. Eating disorders. Sports. Body Mass Index.

Introducción

Diversos estudios coinciden en señalar la etapa de la adolescencia como un periodo crítico en lo que se refiere al desarrollo de la autoimagen corporal y, por tanto, de una mayor susceptibilidad a posibles trastornos dismorfofóbicos y de la conducta alimentaria^1-5. En este mismo sentido, parece existir un acuerdo mayoritario a la hora de atribuir las causas de estos trastornos a un origen multifactorial^1,3-5 donde se conjugan factores biológicos^2,6,7 y psicológicos^1,3-5, las influencias del entorno familiar^8,9 y social^1,3-5,10, y la dinámica de relación con otras personas³.

Respecto a la influencia genética, se ha señalado al receptor 5-HT2A o a la variante Val66Met del BDNF (factor neurotrófico derivado del cerebro) como posibles marcadores. Sin embargo, los estudios más recientes tienden a relativizar la repercusión de estas alteraciones cuando solo afectan a genes aislados, indicando probablemente la existencia de un mecanismo poligénico aún por determinar^6,7. De hecho, ni tan siquiera la existencia de trastornos de la alimentación en los progenitores tiene por qué asociarse de un modo necesario con una perpetuación del cuadro en la descendencia^8,9.

De este modo, más que de un sujeto de riesgo o de una personalidad premórbida, parecería más razonable hablar de una serie de factores individuales y contextuales que, en combinación, podrían contribuir a facilitar el desarrollo de un trastorno de la alimentación¹⁰.

Así, teniendo en cuenta la prevalencia de estos trastornos (entre un 0,7 y un 3,3% en nuestro medio según distintos autores^16-18) y el mayor riesgo de complicaciones físicas e incluso de suicidio¹⁰ a que pueden llegar a asociarse, nos propusimos hacer una valoración de la población adolescente de los institutos ubicados en nuestra área básica de salud y valorar la prevalencia de estas patologías así como la posible existencia de factores asociados.

Material y métodos

Como población a estudio se seleccionó a los alumnos de 1.^o y 2.^o de Educación Secundaria Obligatoria (ESO) de los dos principales institutos de nuestra zona, a los que, previo consentimiento, se les entrevistó individualmente mediante profesionales entrenados y realizándose dicha valoración según disponibilidad de los centros escolares, por lo que la recogida de datos se prolongó desde febrero de 2009 a abril de 2010, fecha en la que se alcanzaron 158 pacientes sobre 142 requeridos según el cálculo del tamaño muestral. Para dicha estimación se adoptó un error alfa de 0,5, un error beta de 0,2 y una prevalencia de trastorno de la alimentación del 1,5%.

Como medidas de efecto, por una parte, se utilizó el test EAT-26 (test de actitudes alimentarias), un instrumento rápido y ampliamente utilizado que permite hacer una estimación del riesgo de presentar un trastorno de la alimentación¹⁹. Y, de otro lado, se realizó el diagnóstico antropométrico de los sujetos a estudio, el diagnóstico subjetivo que ellos mismos se adjudicaban y la existencia o no de una correlación correcta entre ambos. Estos fueron los principales condicionantes de la investigación y, para valorar la influencia de posibles factores asociados, se recogieron las siguientes variables: sexo, edad, entorno familiar, procedencia geográfica, tiempo dedicado a televisión-vídeo y contenidos asociados, tiempo dedicado a ordenador-videojuegos y contenidos asociados, tiempo dedicado a lectura y contenidos asociados, tiempo dedicado a deporte extraescolar y características, tiempo dedicado a otras actividades extraescolares y características, seguimiento adecuado o no de los controles pertinentes en su centro de salud, autoimagen en general, peso, talla, índice de masa corporal (IMC), percentil de IMC, diagnóstico de la situación ponderal según percentil (bajo peso ≤ 15, normopeso > 15 y < 85, sobrepeso ≥ 85 y < 95, y obesidad > 95) y diagnóstico ponderal subjetivo del paciente. Así mismo, y como ya se ha explicado, se realizó el test EAT-26 para valorar el posible riesgo de trastorno de la alimentación.

A continuación, y una vez concluida la fase de recogida de datos, se realizó un estudio descriptivo de las variables con media y desviación estándar para las variables cuantitativas y porcentajes en el caso de las variables cualitativas. Así mismo, se aplicó el test de ANOVA para comparar los distintos subgrupos en función de la existencia o no de riesgo de trastorno de la alimentación según el EAT-26 y, paralelamente, según la existencia o no de una correlación correcta entre el diagnóstico del peso real y el percibido de manera subjetiva. Finalmente, se realizaron dos regresiones logísticas introduciendo como variable dependiente los dos desenlaces mencionados con anterioridad y como variables independientes aquellas que resultaron más significativas en el primer análisis o que podrían actuar como factores de confusión.

Resultados

Ocho de los sujetos seleccionados no formaron parte del estudio: dos por la existencia de una barrera idiomática insuperable y otros seis porque rechazaron participar. Respecto a los que sí aceptaron participar (158 individuos), sus características fueron las siguientes: el 50,6% eran mujeres, la edad media fue de 14,64 años (desviación estándar [DE]: 1,19), el 81% convivía con madre y padre en el domicilio familiar, el 90,5% tenía hermanos, el 23,4% refería tener pareja y un 53,5% escogería a sus padres si necesitara ayuda ante un problema delicado.

Respecto al diagnóstico del peso y su control, un 92,4% refería realizar los controles rutinarios en su centro de salud y un 57,1% haber realizado algún control específico sobre el tema del peso. Un 10,1% presentaba obesidad, un 17,7% sobrepeso, un 66,5% normopeso y un 5,7% bajo peso; mientras que, subjetivamente, un 3,8% se veía con obesidad, un 26,6% con sobrepeso, un 55,75% con normopeso y un 13,9% con bajo peso, de manera que el 63,9% de los sujetos presentaba una concordancia correcta entre el diagnóstico antropométrico y su percepción subjetiva. Globalmente, sobre la autoestima, y en una escala del 1 al 10, los sujetos se puntuaron con una media de 6,32 (DE: 1,75). El test EAT-26 resultó positivo en un 10,76% de los casos.

A la hora de comparar subgrupos, en primer lugar se encontró una diferencia estadísticamente significativa según sexos para la media de horas de deporte semanal practicadas: 5,06 en los varones frente a 1,96 en las mujeres (p < 0,001, para ANOVA de una vía).

En el análisis ANOVA de dos vías, y en lo referente al diagnóstico antropométrico, se encontraron porcentajes de bajo peso significativamente mayores a nivel estadístico entre las mujeres que tenían novio frente a las que no lo tenían (23,53 frente a 2,56%; p = 0,011) y entre los varones sin concordancia correcta entre el diagnóstico antropométrico y la percepción subjetiva (23,1 frente a 2,22%; p = 0,01). En el caso del sobrepeso, se encontraron porcentajes significativamente mayores a nivel estadístico entre aquellos varones sin concordancia correcta entre el diagnóstico antropométrico y la percepción subjetiva (52,38 frente a 17%; p = 0,002).

No se hallaron diferencias estadísticamente significativas en el análisis comparativo de medias de las variables cuantitativas estudiadas según el diagnóstico ponderal.

En el análisis ANOVA de dos vías, y en lo referente a la existencia de una concordancia correcta entre el diagnóstico antropométrico y la percepción subjetiva de los pacientes, se encontraron porcentajes de concordancia significativamente mayores a nivel estadístico entre aquellos que tenían hermanos (67,13 frente a 33,33%; p = 0,01) y aquellos que no realizaban los controles rutinarios en su centro de salud (73,13 frente a 57,3%; p = 0,04), aunque en este último caso la significación desaparecía al estratificar por sexos. Sí se observaron diferencias estadísticamente significativas en los porcentajes de concordancia al estratificar por sexos en los varones que vivían en un núcleo familiar con padre y madre (73,85 frente a 46,15%; p = 0,048) y entre las mujeres que tenían hermanos (63 frente a 14,29%; p = 0,013).

En la tabla 1 se muestran las principales diferencias estadísticamente significativas en el análisis comparativo de medias de las variables cuantitativas estudiadas según existiera o no concordancia entre el diagnóstico antropométrico y la percepción subjetiva de los pacientes.

En el análisis ANOVA de dos vías, y en lo referente a la puntuación positiva del EAT-26, se encontraron porcentajes significativamente mayores a nivel estadístico de mujeres que no hacían zapping durante la franja televisiva de anuncios frente a las que sí lo hacían (5,3 frente a 3,4%; p = 0,025).

Los principales hallazgos de la regresión logística, teniendo como variable dependiente la concordancia o no entre el diagnóstico antropométrico y la percepción subjetiva de los pacientes, se resumen en la tabla 2. En el caso de la regresión logística teniendo como variable dependiente la puntuación patológica o no del EAT-26, no se encontraron hallazgos estadísticamente significativos.

Discusión

En primer lugar y para la franja de edad estudiada, observamos un porcentaje ligeramente mayor de adolescentes con exceso de peso en nuestra área (17,7% de sobrepeso y 10,1% de obesidad), en comparación con los porcentajes nacionales de los últimos estudios transversales realizados²⁰ (9,3% y 12,5%, respectivamente), sobre todo a expensas de los casos de sobrepeso. Por lo que, dentro de esta tendencia al incremento de los casos de obesidad, podríamos hablar de una posible disminución porcentual de los casos más extremos.

Así mismo, y aunque los datos de la última Encuesta Nacional de Salud²¹ no son recientes, también resulta indiscutible el aumento en los últimos tiempos del consumo de televisión e Internet entre los adolescentes, destacando en este último caso de forma muy llamativa la gran difusión del uso de redes sociales.

Respecto al alto porcentaje de positividad del test EAT-26 en nuestra muestra (10,76%) frente al encontrado en la literatura^16-18, pensamos que este efecto puede deberse por una parte a la franja de edad estudiada, mucho más susceptible a este tipo de patología y, por otra, al entorno de nuestra área: una zona urbana de la costa mediterránea donde la presión social por la imagen corporal es mucho mayor. Para apoyar nuestra hipótesis está, además, el hallazgo de que entre las chicas con bajo peso el porcentaje de las que tenían novio era significativamente mayor que las que tenían normopeso o exceso de peso, señalando sin duda hacia unos cánones de belleza corporal sesgados.

También hemos observado que dicha presión social parece ser menor en el caso de los varones, quienes, cuando presentan bajo peso o exceso de peso, tienden a minimizar su distanciamiento del peso ideal y a considerarse con un peso subjetivo "normal"; efecto que también observamos más atenuado a nivel global, donde los sujetos que presentan una buena concordancia entre la visión ponderal subjetiva y el diagnóstico antropométrico también tienen una media de IMC más baja y presentan un estilo de vida más saludable, con un mayor tiempo dedicado al ejercicio físico. Datos estos últimos que, además, también se ponen de manifiesto en el análisis multivariante.

Respecto a la concordancia entre la visión ponderal subjetiva y el diagnóstico antropométrico, también nos ha llamado la atención el hecho de que en el análisis bivariante esta fuera mayor entre los que tenían hermanos, pero que en la regresión logística este efecto fuera negativo. Atribuimos esta discrepancia a la posible interferencia del IMC como factor de confusión, ya que en el análisis bivariante, y al hallarse la muestra en niveles correctos de peso mayoritariamente (66,5%), una actitud minimizadora hacia la visión subjetiva del peso entre los que tienen hermanos aumentaría falsamente el porcentaje de aciertos, mientras que al realizar el análisis multivariante se manifestaría el efecto negativo de esta actitud minimizadora sobre la concordancia, al ajustarse este parámetro por los diferentes IMC y disminuir el porcentaje de aciertos en los casos de bajo peso, sobrepeso y obesidad.

También nos parece coherente la asociación negativa encontrada en la regresión logística entre la puntuación del EAT-26 y un correcto autodiagnóstico de la situación ponderal. En este caso, pensamos que el hallazgo está relacionado con la presencia habitual de dismorfofobia en la mayoría de los trastornos de la alimentación.

Finalmente, y respecto a los posibles factores asociados con un resultado positivo del EAT-26, pensamos que, aunque el análisis multivariante no haya detectado asociaciones significativas (quizá por el complejo origen multifactorial de los trastornos alimentarios^1,3-5), sí debería considerarse el mayor porcentaje de chicas que ven publicidad televisiva que hemos detectado entre las que presentan una puntuación patológica. Dicho hallazgo no hace sino reforzar la idea, ya reseñada en otras publicaciones, sobre el efecto negativo que algunos contenidos de los medios de comunicación parecen tener sobre la salud de los adolescentes^11-14.

Así pues, podemos concluir que, aunque los factores implicados en el desarrollo de un trastorno de la alimentación son variados y complejos, aquellos en los que podría intervenirse parecen más relacionados con los estilos de vida saludable, especialmente con el deporte, y el mensaje social que se transmite a los adolescentes sobre los cánones corporales deseables, siendo ahí donde tendría más sentido centrar las actividades preventivas que podrían realizarse desde Atención Primaria.

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Dirección para correspondencia:
Eduardo Vara Robles,
eduardvara@terra.es