El ?test de actitudes hacia la comida ? 26?: Validación en una muestra española.

El “Test De Actitudes hacia la Comida – 26”: Validación en una muestra española.

Mercedes Jorquera; Cristina Botella-Garneria; Verónica Guillen; Heliodor Marco; Rosa Mª Baños; Cristina Botella; Conxa Perpiñá.

PREVI psicología y Realidad Virtual. Valencia

PALABRAS CLAVE: Trastornos Alimentarios, anorexia Nerviosa, Test de Actitudes hacia la comida, bulimia Nerviosa, Conductas de Restricción Alimentaria.

(KEYWORDS: Eating Disorders, anorexia Nervosa, Eating Attitude Test, bulimia Nervosa, Restricting Eating Behaviour. )

Resumen

El propósito del presente estudio se centra en validar, en una muestra española, la versión de 26 ítems del Test de Actitudes hacia la Comida (EAT-26), elaborado por Garner, y colaboradores (1982). El EAT-26 constituye, probablemente, una de las herramientas estandarizadas más utilizada en la evaluación de actitudes y comportamientos propios de los trastornos alimentarios (Anorexia y bulimia Nerviosas). Asimismo, el EAT-26 se ha utilizado en diferentes estudios como herramienta de cribado para identificar, de manera temprana, la presencia de trastornos alimentarios. El EAT-26 fue administrado a una muestra compuesta por un total de 2081 (1069 mujeres y 1012 varones) estudiantes, tanto de Educación Secundaria Obligatoria como de Bachillerato, de la Comunidad Valenciana (España), con un rango de edad entre 11 y 19 años. En el presente estudio mostramos los datos psicométricos del cuestionario, así como la consistencia interna y la estructura factorial. Los resultados nos indican que el EAT-26 cuenta con una consistencia interna aceptable. El análisis factorial revela una estructura de tres factores, siendo la correlación entre las subescalas de baja a moderada. Por otra parte y, de cara a investigaciones futuras, se considera necesario examinar la validez convergente de la escala con otras medidas de imagen corporal, así como la validez discriminante.

Abstract

The purpose of the present study is to validate in a Spanish population, 26-item Eating Attitudes Test (EAT-26) elaborated by Garner et al. (1982). The EAT-26 is probably the most widely used standardized measure of symptoms and concerns characteristic of eating disorders (anorexia and bulimia nervosas). EAT-26 has been used in many studies as a screening tool in order to early identificate an eating disorder. A sample of 2081 students from primary and secondary schools (1069 women and 1012 men), ranging in age between 11 to 19 years were administered the EAT-26. Participants are from primary and secondary schools of Comunidad Valenciana (Spain). In the present paper, psychometric data are presented as internal consistency and factor analysis. Results show that EAT-26 is acceptably internally consistent. Factor analysis suggested three moderately interrelated components of the scale, although it would be necessary to examine convergent validity with another measures of body image, and discriminant validity in future investigations.



Introducción

El incremento de la incidencia de los Trastornos de la conducta Alimentaria (TCA) en la población general es un hecho evidente. Numerosos estudios ponen de manifiesto cómo el número de pacientes que sufren este tipo de alteraciones se ha incrementado durante las dos últimas décadas (1). Según el DSM-IV (2), los índices de prevalencia de la anorexia Nerviosa (AN) están situados entre el 0. 5% y el 1%, y los de la bulimia Nerviosa (BN) en adolescentes y jóvenes adultas es de un 1% y el 3%. Estas cifras justifican la necesidad de contar con instrumentos adecuados de evaluación que nos permitan detectar la existencia de estas alteraciones en nuestra población.

La literatura existente en torno al tema de la evaluación de los trastornos alimentarios muestra que son muchas las escalas e instrumentos empleados para la evaluación de los mismos (3), (4), (5). Una de las escalas más empleadas es la elaborada por Garner y Garfinkel: “El Test de Actitudes hacia la Comida” (EAT). El EAT (6) y (7) evalúa un amplio rango de actitudes y comportamientos relacionados con la anorexia nerviosa. Cada ítem se puntúa en una escala tipo Likert que va desde nunca hasta siempre. La puntuación total del cuestionario nos indica gravedad de los síntomas pero no necesariamente indica un diagnóstico de anorexia nerviosa. La versión inicial consta de 40 ítems y ha mostrado buenas propiedades psicométricas de validez y fiabilidad, además de una adecuada sensibilidad y especificidad para el cribado de los TCA, permitiendo discriminar entre un “caso” de TCA y la población normal. A partir del EAT-40, se desarrolló una versión breve de 26 ítems (la empleada en nuestro estudio), la cual presenta una correlación de . 98 con el cuestionario EAT - 40.  

La versión de 26 ítems consta de 3 escalas: “Dieta”, que recoge las conductas de evitación de alimentos que engorden y la preocupación por la delgadez; “Bulimia y preocupación por la comida”, que incluye conductas bulímicas (atracones y vómitos) y pensamientos acerca de la comida; y “Control oral”, que incluye ítems relacionados con el autocontrol acerca de la ingesta y la presión por parte de los otros para ganar peso. Al igual que en el EAT-40, los ítems están compuestos por afirmaciones que indican la frecuencia con la que la persona realiza conductas o presenta actitudes relacionadas con los TCA. En esta versión breve, los ítems también se valoran a través de una escala tipo likert de 6 alternativas de respuesta donde, en el caso de los ítems inversos (el nº 1 y el nº 25) las puntuaciones serían “nunca” = 3, “casi nunca” = 2, “algunas veces” = 1, “bastantes veces” = 0, “casi siempre” = 0 y “siempre” = 0. Por otra parte, para los ítems no inversos, las puntuaciones en la escala líkert serían “nunca” = 0, “casi nunca” = 0, “algunas veces” = 0, “bastantes veces” = 1, “casi siempre” = 2 y “siempre” = 3 (Ver anexo I: EAT- 26).

Dada la importancia de la escala, de la cual contamos ya con una versión española (8), el objetivo de nuestro trabajo se centra en estudiar las propiedades psicométricas del EAT-26, en población general de la Comunidad Valenciana.

Muestra y procedimiento

La muestra está formada por 2081 participantes reclutados de la población general. Del total de los participantes, 1069 son mujeres (51. 4%) y 1012 varones (48. 6%). El rango de edad de la muestra oscila entre 11 y 19 años (X = 14. 5, DT =1. 1). Los participantes son, en su totalidad, estudiantes procedentes de colegios (Secundaria y Bachillerato) tanto públicos (18. 5% de los alumnos) como privados (81. 5% de los alumnos), de las provincias de Valencia y Castellón.

Tabla I: Datos descriptivos de la muestra.


Para una descripción más exhaustiva de la muestra, presentamos los datos en la tabla I.

El procedimiento que se siguió desde nuestro grupo de investigación para reclutar la muestra consistió en contactar con los diferentes colegios para solicitar la participación voluntaria, por parte de los alumnos, en la cumplimentación del EAT-26. Posteriormente, nos dirigimos a cada uno de los colegios y se realizó un pase voluntario y colectivo en las aulas. Mientras una compañera repartía el cuestionario, otra daba las instrucciones y se les dejó entre 15 y 20 minutos para que lo contestasen.

Resultados

3. 1 análisis descriptivo de los items 

Si realizamos un análisis global de las puntuaciones dadas por los participantes (Ver tabla II: análisis descriptivo de los ítems) a cada uno de los ítems podemos observar que, por lo general, todos ellos se mantienen en un rango de neutralidad, es decir, las puntuaciones que dan a la mayoría de los ítems oscilan en torno a 0 (neutro, en cuanto a conductas y actitudes de TCA). No obstante, podemos señalar que los ítems en los que los participantes indican mayor frecuencia del mismo son el nº 25 “Disfruto probando comidas nuevas y sabrosas” (X = . 70, DT = . 94), el nº 14 “Me preocupa la idea de tener grasa en el cuerpo” (X= . 63, DT =1. 1) y el nº 12 “Pienso en quemar calorías cuando hago ejercicio” (X= . 62, DT=1. 1). En cuanto a los ítems que reflejan menor frecuencia son: el nº 10 “Me siento muy culpable después de comer” (X= . 12, DT= . 51), el nº 7 “Evito, especialmente, comer alimentos con muchos hidratos de carbono” (X= . 13, DT= . 50) y el nº 21 “Paso demasiado tiempo pensando y ocupándome de la comida” (X= . 14, DT=. 53).

Tabla II: análisis descriptivo de los ítems del EAT-26.


Por otra parte, aplicamos una prueba t de Student con objeto de observar si existen diferencias debidas al sexo en las puntuaciones del EAT, como en cada una de las subescalas. Tras realizar la comparación, pudimos observar lo siguiente (Ver tabla III: Medias y DT en el EAT y las subescalas):

- Las chicas obtienen puntuaciones más altas que los chicos 

- Asimismo observando las diferencias en cada una de las subescalas, las chicas muestran puntuaciones más altas en la subescala “dieta” si la comparamos con las demás subescalas y con los chicos.

Tabla III: Medias y DT en el EAT y las subescalas


3. 2 análisis factorial

Realizamos un análisis factorial de componentes principales con rotación VARIMAX con objeto de comprobar, tal y como se demostró en el estudio original de Garner (7), si en nuestra población el EAT-26 estaba compuesto por diferentes dominios. De la misma manera pretendíamos analizar si la estructura factorial que obteníamos con nuestra población era similar a la obtenida por los autores de la escala.

Los criterios que tuvimos en cuenta para determinar si un ítem formaba parte de un factor fueron:

- que la carga factorial fuese igual o superior a . 40

- que cargara en un solo factor

Los resultados del análisis de componentes principales se presentan en la tabla IV (Ítems y cargas factoriales del EAT-26 para toda la muestra).

Tabla IV: Ítems y cargas factoriales del EAT-26 para toda la muestra


Para la muestra en su totalidad 23 ítems cumplieron los requisitos propuestos, eliminándose los ítems nº 1, nº 5 y nº 25 pues ninguno de ellos cargó en alguno de los factores.  

La estructura que obtuvimos estuvo compuesta de tres factores que explicaban el 41% del total de la varianza. El primero de ellos lo denominamos “Dieta”; constó de 12 ítems (2, 3, 6, 7, 11, 12, 14, 16, 17, 19, 22, 23) que explicaban el 26. 6 % de la varianza. Mantuvimos el mismo nombre que en la escala original puesto que el contenido de los ítems que lo componen hacen referencia a cuestiones relacionadas con la evitación de ingerir alimentos de alto contenido calórico, así como con la preocupación por estar delgado/a.

El segundo factor lo llamamos “Bulimia y preocupación por la comida”; contó con 7 ítems (4, 9, 10, 18, 21, 24, 26) que explicaban el 8% de la varianza. Las variables que componen este factor hacen referencia a conductas relacionadas con el impulso de comer, conductas de purga tras haber comido y rumiaciones en torno a la comida.

Por último, el tercer factor lo denominamos “Presión social percibida”; compuesto por 4 ítems (8, 13, 15, 20) que explicaban el 6% de la varianza. En este caso, decidimos cambiar el nombre, en relación al original, dado que el contenido hace referencia a la percepción que las personas tienen sobre la preocupación del entorno social y la presión que ejercen los demás sobre la persona a la hora de comer.  

Por otra parte, también realizamos un análisis factorial por separado para mujeres y varones, con idea de comprobar si la estructura variaba en función del sexo y, además porque la validación del original se realizó con una muestra compuesta, en su totalidad, por mujeres.

En ambos casos, realizamos un análisis factorial de componentes principales con rotación VARIMAX, siguiendo los mismos criterios de inclusión de los ítems arriba indicados.

En el caso de las chicas (n = 1069) los resultados del análisis de componentes principales se presentan en la tabla V (Ítems y cargas factoriales del EAT-26 para mujeres).

Tabla V: Ítems y cargas factoriales del EAT-26 para mujeres


La versión final para nuestra muestra femenina fue similar a la obtenida para la muestra total. Constó de 23 ítems, eliminándose los ítems nº 1, nº 5 y nº 25 pues ninguno de ellos cargó en alguno de los factores.  

La estructura que obtuvimos estuvo compuesta de tres factores que explicaban el 48. 3% del total de la varianza, muy similares a los obtenidos con la muestra en su totalidad por lo que recibieron los mismos nombres. El primero de ellos lo denominamos “Dieta”; constó de 13 ítems (2, 3, 6, 7, 11, 12, 14, 16, 17, 19, 21, 22, 23) que explicaban el 32 % de la varianza. Mantuvimos el mismo nombre que en la escala original puesto que el contenido de los ítems que lo componen hace referencia a cuestiones relacionadas con la evitación de ingerir alimentos de alto contenido calórico, así como con la preocupación por estar delgada.

El segundo factor lo llamamos “Bulimia y preocupación por la comida”; contó con 7 ítems (4, 9, 10, 18, 24, 26) que explicaban el 9. 3% de la varianza. Las variables que componen este factor hacen referencia a conductas relacionadas con el impulso de comer, conductas de purga tras haber comido y rumiaciones en torno a la comida.
Por último, el tercer factor lo denominamos “Presión social percibida”; compuesto por 4 ítems (8, 13, 15, 20) que explicaban el 7% de la varianza. El contenido hace referencia a la percepción que las personas tienen sobre la preocupación del entorno social y la presión que ejercen los demás sobre la persona a la hora de comer.  

En cuanto a los chicos (n = 1012), la versión final constó de 19 ítems. En este caso, y a diferencia de las estructuras anteriores, tuvimos que eliminar 6 ítems que no cargaron en ninguno de los factores (Ver tabla VI: Ítems y cargas factoriales del EAT-26 para hombres).

Tabla VI: Ítems y cargas factoriales del EAT-26 para hombres


La estructura que obtuvimos estuvo compuesta de tres factores que explicaban el 42. 5% del total de la varianza, para los cuales mantuvimos el mismo nombre que los utilizados en las estructuras anteriores. El primero de ellos, “Dieta”; constó de 12 ítems (2, 6, 7, 11, 12, 14, 16, 17, 19, 21, 22, 23) que explicaban el 22. 5 % de la varianza. Al igual que en los casos anteriores, mantuvimos el mismo nombre que en la escala original por las mismas razones antes expuestas.  

El segundo factor lo llamamos “Bulimia y preocupación por la comida”; contó con 4 ítems (9, 10, 21, 26) que explicaban el 11% de la varianza. Las variables que componen este factor hacen referencia a conductas relacionadas con el impulso de comer, conductas de purga tras haber comido y rumiaciones en torno a la comida.

Por último, el tercer factor lo denominamos “Presión social percibida”; compuesto por 3 ítems (8, 13, 20) que explicaban el 9% de la varianza. El contenido hace referencia a la percepción que las personas tienen sobre la preocupación del entorno social y la presión que ejercen los demás sobre la persona a la hora de comer.

3. 3 análisis de fiabilidad (consistencia interna) 

Para analizar la consistencia interna se calculó el coeficiente a de Cronbach para la escala total y para cada una de las subescalas, considerando a la muestra en su totalidad, así como para mujeres y hombres por separado.

Para la muestra completa, la escala total obtuvo un coeficiente a de . 87. El rango de correlaciones de cada uno de los ítems con la puntuación total osciló entre . 20 y . 65, siendo el ítem que menor correlación presentó el 13 y los que más correlacionaron el 14 y el 11. Centrándonos en cada una de las subescalas, la consistencia interna para la subescala “Dieta” fue de . 88. El rango de correlaciones entre los ítems con el total fue de . 43 a . 68, correspondiendo la menor correlación a los ítems 7 y la mayor al ítem 14. Para la subescala “Bulimia y control oral” el índice a fue de . 73. Las correlaciones oscilaron entre . 30 y . 60, siendo el ítem de menor correlación el 4 y el de mayor correlación el 10. Finalmente, la consistencia interna para la subescala “Presión social percibida” fue de . 70. El rango de correlaciones entre los ítems con la puntuación total fue de . 30 a . 60, correspondiendo la menor correlación al ítem 15 y la mayor a los ítems 8 y 20. Las correlaciones corregidas (correlaciones del ítem con el total, eliminando el propio ítem) de cada uno de los ítems con el total de la escala fueron, en su mayoría, superiores a . 30. No obstante, señalar que los siguientes ítems presentaron correlaciones muy bajas: 1 (. 25); 4 (. 20); 5 (. 20); 9 (. 25); 13 (. 10); 15 (. 21); 25 (. 21). Por último, señalar que la correlación entre las tres subescalas fue moderada (a = . 60).  a

En el caso de las mujeres, para la escala total, esta medida de consistencia interna resultó en un coeficiente a de . 90. El rango de correlaciones de los ítems con el total osciló entre . 04 y . 67, siendo el ítem que menor correlación presentó el 13 y el que mayor correlacionó el 22. Centrándonos en cada una de las subescalas, la consistencia interna para la subescala “Dieta” fue de . 90. El rango de correlaciones entre los ítems con la puntuación total fue de . 50 a . 69, correspondiendo la menor correlación al ítem 7 y la mayor al ítem 23 y al 14. Para la subescala “Bulimia y preocupación por la comida” el índice a fue de . 70. Las correlaciones oscilaron entre . 32 y . 61, siendo el ítem de menor correlación el 9 y el de mayor correlación el 10. Finalmente, la consistencia interna para la subescala “Presión social percibida” fue de . 72. El rango de correlaciones entre los ítems fue de . 33 a . 65, correspondiendo la menor correlación al ítem 15 y la mayor al ítem 8. Las correlaciones corregidas (correlaciones del ítem con el total, eliminando el propio ítem) de cada uno de los ítems con el total de la escala fueron, en su mayoría, superiores a . 30. No obstante, señalar que los siguientes ítems presentaron correlaciones muy bajas: 1 (. 29); 4 (. 25); 5 (. 25); 9 (. 22); 13 (. 04); 15 (. 18); 25 (. 27). Por último, señalar que la correlación entre las tres subescalas fue moderada (a = . 60).

En cuanto a los hombres, para la escala total, esta medida de consistencia interna resultó en un coeficiente a de . 80. El rango de correlaciones de los ítems con la puntuación total osciló entre . 16 y . 52, siendo el ítem que menor correlación presentó 6 y el que mayor correlación presentó el 11. Centrándonos en cada una de las subescalas, la consistencia interna para la subescala “Dieta” fue de . 80. El rango de correlaciones entre los ítems con la puntuación total fue de . 29 a . 56, correspondiendo la menor correlación al ítem 19 y la mayor al ítem 14. Para la subescala “Bulimia y preocupación por la comida” el índice a fue de . 71. Las correlaciones oscilaron entre . 40 y . 61, siendo el ítem de menor correlación el 26 y el de mayor correlación el 9. Finalmente, la consistencia interna para la subescala “Presión social percibida” fue de . 73, oscilando las correlaciones entre . 54 y . 60. La menor correlación correspondió al ítem 13 y la mayor al ítem 8. Las correlaciones corregidas (correlaciones del ítem con el total, eliminando el propio ítem) de cada uno de los ítems con el total de la escala fueron superiores a . 25, excepto para los ítems 8 (. 18), 13 (. 18) y 26 (. 16). Por último, señalar que la correlación entre las tres subescalas fue baja (a = . 40).

Discusión y conclusiones

De acuerdo con los resultados obtenidos, se puede afirmar que la adaptación realizada del EAT-26 posee garantías psicométricas suficientes para ser aplicada en la población valenciana. La escala ha mostrado tener buena consistencia interna, tanto en su totalidad, como en cada una de las subescalas, y tanto en población femenina como masculina.  

Por lo que se refiere a la estructura factorial, en el caso de la población femenina, se obtuvieron, al igual que en el estudio original, tres factores, denominados, los dos primeros, de la misma manera (Dieta, bulimia y preocupación por la Comida). No obstante, hubo algunas diferencias en cuanto a la composición de estos factores. Así, en primer lugar, nuestra estructura cuenta con 3 ítems menos (1, 5, 25) porque en nuestro estudio no cargaron en ningún factor. No obstante, también hemos de señalar que, en la estructura original, hay 4 ítems que tampoco cargan en ninguno de los factores (13, 15, 19, 20), de los cuales, a excepción del 15, los demás sí que forman parte de la estructura factorial obtenida en nuestro estudio.

Por otra parte, otra diferencia importante a señalar sería el tercer factor que forma parte de las tres estructuras obtenidas en nuestro estudio (para la muestra total, mujeres y varones por separado). Nos estamos refiriendo al factor que hemos denominado “Presión social percibida”. En este factor se incluyen variables que hacen referencia a cómo el participante percibe la preocupación por parte de las personas de su entorno y la presión que el propio entorno social ejerce sobre el participante a la hora de comer.  

Por lo que respecta a la estructura obtenida con la muestra femenina, señalar que es la que mejores propiedades psicométricas ha obtenido, quizás porque los ítems fueron elaborados, en su momento, pensando en la población femenina.

En cuanto a la estructura factorial obtenida en la muestra masculina señalar que se tuvo que eliminar un mayor número de ítems (7), porque ninguno de ellos contaba con una carga factorial significativa en alguno de los factores. La mayoría de los ítems eliminados hacen referencia a actitudes y conductas muy características tanto de la anorexia como de la bulimia; esto podría estar indicando que, al parecer, estas variables no tienen gran relevancia en la población adolescente masculina.

Por otra parte, hemos podido observar diferencias en las puntuaciones obtenidas por los chicos y las chicas en el EAT y sus subescalas. Concretamente, los resultados nos han indicado que las chicas han puntuado notablemente más alto que los chicos tanto en la puntuación total del EAT, como en cada una de las subescalas, siendo la subescala “dieta” la que mayor puntuación presenta. Esto podría estar indicando una mayor tendencia en las chicas a realizar dietas, y de acuerdo con los datos existentes acerca de la prevalencia de los TCA, que las chicas constituyen una población de mayor riesgo para el desarrollo de los mismos.

En general, podríamos señalar que las diferencias encontradas entre nuestro estudio y la validación original puedan deberse, en gran medida, a diferencias en las muestras empleadas: nuestra muestra está compuesta de hombres y mujeres reclutados de la población general, con edades comprendidas ente 11 y 19 años (encontrándose el mayor grupo de la muestra en el rango de edad de 14 -15 años), mientras que la empleada en el estudio de Garner (7) son, mujeres de las cuales, en su mayoría, se trata de pacientes con trastornos alimentarios. También a la posible existencia de diferencias culturales, esto es, estamos hablando de una muestra española perteneciente a una cultura en la que el acto de comer se trata de un acontecimiento social de gran relevancia. Y a diferencias generacionales: en nuestro estudio hemos empleado una muestra inmersa en un entorno social y en una cultura 23 años posterior a la existente cuando se realizó la validación del cuestionario original.

Finalmente señalaremos que, de cara a investigaciones futuras, sería conveniente analizar las propiedades psicométricas de la escala para rangos de edad y separado por sexos (por ejemplo grupos de edad de 12 a 14 años, de 15 a 17 años) con objeto de homogeneizar las muestras y obtener datos mucho más específicos. Asimismo, sería conveniente analizar la validez convergente del EAT con otras medidas de trastornos alimentarios.

Bibliografía

(1) Rojo, L. , Livianos, L. , Conesa, L. , García, A. , Domínguez, A. , Rodrigo, G. , Sanjuán, L. y Vila, M. (2003). Epidemiology and Risk Factor of Eating Disorders: A Two-Estage Epidemiologic Study in a Spanish Population Age 12-18 years. International Journal of Eating Disorders, 34, 281-291.

(2) American Psychiatric Association (1994). Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders-IV. Washington, DC. APA. traducción española en Barcelona. Masson (1995).

(3) Cash, T. F. (1992). Initial development of the Appearance Schemas Inventory. Unpublished research. Old Dominion University, Norfolk, VA.

(4) Cooper, Z. , Cooper, P. J. y Fairburn, C. G. (1989). The validity of the Eating Disorder Examination and its subscales. British Journal of Psychiatry, 154, 807-812.

(5) Fairburn, C. G. y Cooper, Z. (1993). The Eating Disorder Examination: (12th Ed. ). En C. G. Fairburn, y G. T. Wilson (Eds. ), Binge eating: Nature, assessment and treatment. New York: Guilford Press.  

(6) Garner, D. M. y Garfinkel, P. E. (1979). The Eating Attitudes Test: An index of the symptoms of anorexia nervosa. Psychological Medicine, 9, 273-279.

(7) Garner, D. M. , Olmsted, M. P. , Bohr y Garfinkel, P. E. (1982). The Eating Attitude Test: Psychometric features and clinical correlates. Psychological Medicine, 12, 873 – 893.

(8) Castro, J. , Toro, J. , Salamero, M. y Guimerá, E. (1991). The Eating Attitudes Test: Validation of the Spanish version. Psychological Assessment, 7, 175-190.

ANEXO I: EAT – 26